Abstract
Háttér és célkitűzések
A tanulmány célja a Hjemdal és munkatársai (2006) által kidolgozott Serdülő Reziliencia Kérdőív hazai adaptációja, amely alkalmas serdülők és fiatal felnőttek személyes és környezeti erőforrásainak mérésére.
Módszer
Magyar középiskolásokból és egyetemistákból (M = 18,85 év, SD = 2,39) álló mintán (Nközépiskolás = 490; Negyetemista = 593) ellenőriztük a kérdőív szerkezetét, belső megbízhatóságát, konstruktív validitását, illetve a reziliencia kapcsolatát demográfiai és pszichológiai jellegű változókkal.
Eredmények
A feltáró és megerősítő faktorelemzés szerint az ötfaktoros struktúra jellemző a kérdőívre, amelyet a célorientáció, a családi összetartás, a szociális kompetencia, a társas támogatottság és a magabiztosság alskálák alkotnak. A reziliencia kérdőíven a nemek között a társas támogatás és a magabiztosság alskálán találtunk különbséget, az életkor tekintetében pedig szintén a társas támogatás alskálán különböztek a 15–18 évesek és a 18–24 évesek pontszámai. Az észlelt társas támogatás pozitív irányú összefüggést mutatott a rezilienciával, a problémaviselkedés megjelenése azonban negatív irányút, ami alátámasztotta a Serdülő Reziliencia Kérdőív konstruktív validitását.
Következtetések
Az eredmények alapján kialakított 28 tételes kérdőív alkalmasnak bizonyult a serdülők és fiatal felnőtt rezilienciájának felmérésére, illetve azon belül a környezeti és személyes erőforrások elkülönítésére. A Cronbach-alfa-mutatók alapján minden alskála és a teljes skála belső megbízhatósága megfelelő mértékű. A kérdőív emiatt alkalmas lehet további feltáró kutatásokban való alkalmazásra.
Abstract
Background
The aim of the study is the Hungarian adaptation of the Resilience Scale for Adolescents developed by Hjemdal et al. (2006), which is suitable for measuring the personal and environmental resources of adolescents and young adults.
Method
The structure of the questionnaire, internal consistency, construct validity, and the relationship of resilience with demographic and psychological variables were tested on a sample of Hungarian high school and university students (M = 18.85 years, SD = 2.39) (Nhigh school students = 490; Nuniversity students = 593).
Results
Exploratory and confirmatory factor analysis revealed that a five-factor structure is suitable for the questionnaire, consisting of subscales of goal-orientation, family cohesion, social competence, social support and self-confidence. Gender differences were found in the social support and self-confidence subscales, and age differences were also found in the social support subscale between 15–18-year-olds and 18–24-year-olds. Perceived social support showed a positive correlation with resilience, but the appearance of problem behaviour showed a negative correlation, supporting the construct validity of the Resilience Scale for Adolescents.
Conclusions
The 28-item questionnaire is suitable for assessing the resilience of adolescents and young adults and, within that, for separating environmental and personal resources. Cronbach's alpha coefficients indicated that all subscales and the full scale had internal reliability. The questionnaire may therefore be suitable for further exploratory research.
Bevezetés
A reziliencia
A reziliencia többféle szempontból megközelíthető fogalom, ami az utóbbi években került a kutatások középpontjába. A jelenséget először vonásként írták le (Luthar és mtsai, 2000), majd ezt az elméleti keretet felváltotta a folyamatközpontú értelmezés, miszerint a reziliencia azt a folyamatot jelöli, ahogy az egyén a hátrányai ellenére a felmerülő nehézségekkel meg tud küzdeni, és fejlődésében pozitív kimenetel tapasztalható. A reziliencakutatások (Cicchetti, 2006; Luthar, Grossman és Small, 2015; Masten és Tellegen, 2012) a lelki ellenálló-képességet olyan jelenségként azonosították, amely három párhuzamosan érvényesülő feltétel fennállásával írható le: „(1) a stresszteli életesemények, kedvezőtlen élettapasztalatok, traumák vagy tartós, veszélyeztető háttér ellenére (2) a gyermek kompetens működést mutat, és ez (3) a gyermek vagy közvetlen környezetének olyan kapacitásaira hívja fel a figyelmet, amelyek a sikeres alkalmazkodást, a stresszel szembeni ellenállást lehetővé teszik” (Danis és Kalmár, 2020, 117). A három feltétel kijelöli a kutatások irányát, ami szerint a reziliens fejlődést az ártalmas és károsító (rizikó) tényezők, az egyén alkalmazkodóképessége, valamint a támogató (promotív) és védő (protektív) faktorok határozzák meg (Masten és Barnes, 2018; Zimmerman és mtsai, 2013).
A rizikótényezők értelmezése szerteágazó, a kutatások többek között az elhanyagoló és bántalmazó környezetet (DuMont, Widom és Czaja, 2007; Fouché, Fouché és Theron, 2020; Ross és mtsai, 2020; Wingo és mtsai, 2010), az alacsony szocioökonómiai státuszt (Béné, Newsham, Davies, Ulrichs és Godfrey-Wood, 2014; Refaeli és Achdut, 2022; Revilla, Martín és De Castro, 2018), a természeti katasztrófákat, a betegségeket (Gössling, 2020; Harrison és Williams, 2016) és a traumás gyermekkori élményeket (McLaughlin, Colich, Rodman és Weissman, 2020; Sciaraffa, Zeanah és Zeanah, 2018; Ungar, 2013) kezelik rizikófaktorként (Masten és Barnes, 2018).
A reziliencia jelenségének második feltétele az egyén sikeres alkalmazkodása a különböző élethelyzetek kihívásaihoz, ezek lehetnek az életszakasz fejlődési feladatai, a fizikai és lelki egészség, a személyes jóllét, a teljesítmények (tanulmányok, munka), a társas kompetencia, a családi és baráti kapcsolatok (Danis és Kalmár, 2020; Masten és Tellegen, 2012; Masten és Barnes, 2018).
A reziliencia harmadik feltétele a promotív és protektív faktorok jelenléte. A promotív tényező olyan pozitív hatás, amely a sikeres és kompetens működés elérését támogatja minden élethelyzetben, míg a protektív tényező az ártalmas és károsító tényezők jelenlétében fejti ki hatását (Danis és Kalmár, 2020; Masten és Barnes, 2018; Sameroff, 2000; Zimmerman és mtsai, 2013). A protektív faktorok három fő csoportba sorolhatók (Masten, 2001), idetartoznak az egyéni jellemzők, a család jellemzői és a szélesebb társadalmi környezetben érvényesülő tényezők és folyamatok. A pozitív egyéni készségekkel kapcsolatos korábbi kutatások többek között kiemelik az énhatékonyság (Jámbori, Kőrössy és Szabó, 2019; Schwarzer és Warner, 2013), az önértékelés, a problémamegoldás (Coşkun és mtsai, 2014; Pikó és Hamvai, 2012) és a pozitív jövőkép, az élet értelmébe vetett hit protektív hatását (Masten és Powell, 2003). A gondoskodó családi környezet (Lassú és mtsai, 2015; Masten, 2018; Ungar, 2016), a családi szokások és rituálék (Black és Lobo, 2018; Masten, 2018) protektív és promotív hatása a családi jellemzőkhöz tartozik. A szélesebb környezeti háttérben érvényesülő folyamatok között az iskolai és munkahelyi környezet (Kóródi és Szabó, 2019), a baráti kapcsolatok és a szociális támogató rendszer pozitív hatásai válnak támogató és védő tényezőkké (Chaskin, 2008; Masten és Barnes, 2018; Szokolszky és V. Komlósi, 2015; Szabó, 2017).
A személyiség fejlődésében és a reziliencia kialakulásában fontos szerepet játszik a nehézségek és kihívásokkal teli helyzetek sikeres megoldása (Janousch, Anyan, Hjemdal és Hirt, 2020; Masten, 2014). A serdülőkor időszaka ezen a területen is kitüntetett szereppel bír, hiszen a fiataloknak számos érzelmileg megterhelő eseménnyel kell megküzdeniük, miközben a kognitív és affektív feldolgozásban részt vevő agyi struktúrák jelentős mértékű újraszerveződése zajlik, ami az érzelmek és a viselkedés modulációs nehézségét okozhatja (Blakemore, 2012; Choudhury, Blakemore és Charman, 2006; Moor és mtsai, 2012). Az átélt stresszhelyzetek, traumás tapasztalatok hatását vizsgáló kutatások neuroanatómiai, pszichológiai és fiziológiai következményekkel járó negatív irányú fejlődést találtak (Janousch és mtsai, 2020; Putnam, 2006), ami fokozott kockázati tényezővé válhat a serdülők számára, megnövelve a hangulatzavarok, a magatartászavarok kialakulásának veszélyét és a szerhasználat kockázatát (McLaughlin és Lambert, 1970).
A reziliencia elősegíti a nehézségek és a stresszhelyzetek leküzdését (Flach, 1988) azzal, hogy megakadályozza vagy mérsékli a mentális zavarok kialakulását, vagy megkönnyíti a gyors felépülést (Davydov, Stewart, Ritchie és Chaudieu, 2010). A reziliencia protektív hatását vizsgáló kutatások összefüggést találtak a reziliencia és a mentális egészség indikátorai, mint az élettel való elégedettség (Pikó és Hamvai, 2012), a jóllét (Noble és McGrath, 2012; Sagone és De Caroli, 2014; Vargha, Zábó, Török és Oláh, 2020), a proszociális viselkedés (Haroz és mtsai, 2013), a depresszió (Aroian és Norris, 2000; Edward, 2005; Lee és mtsai, 2021) vagy a szorongás (Beutel és mtsai, 2009) között. További kutatások igazolták a reziliencia és a hiperaktivitás (Fossati és mtsai, 2020; Wilmhurst, Peele és Wilmshurst, 2011), az interperszonális kapcsolatok (Lee és mtsai, 2021; Liu, Reed és Girard, 2017), a szelfreguláció (Sagone és De Caroli, 2014) és a viselkedésproblémák (Masten, 2001; Werner, 2012) összefüggéseit.
A vizsgálat célja és hipotézisek
A magyar nyelven elérhető, a reziliencia mérésére alkalmas kérdőívek száma igen csekély, az MPT Tesztkataszterében a 25 tételes Connor–Davidson Reziliencia Skála (Kiss és mtsai, 2015) és az Ego-resiliency Scale (Farkas és Orosz, 2015) kerül említésre. Leggyakrabban a Connor–Davidson Skála 10 tételes, rövidített verzióját alkalmazzák a kutatásokban, mivel rövidsége mellett megbízható eredményt is mutat (Járai és mtsai, 2015). Az említett mérőeszközök elsősorban a felnőtt korosztály személyes készségeinek és erőforrásainak felmérésére irányulnak, habár középiskolai mintán is rendszerint alkalmazzák őket (Jámbori és mtsai, 2019).
Célunk egy olyan kérdőív validálása volt, amely illeszkedik a reziliencia folyamatjellegű értelmezéséhez, és lehetőséget ad a személyes erőforrások mellett a környezeti erőforrások mérésére, így összességében a protektív faktorok minél differenciáltabb azonosítására. Emellett pedig könnyen értelmezhető, jól alkalmazkodik a serdülők életkori sajátosságaihoz. Így jelen tanulmány célja a Resilience Scale for Adolescents (READ; Hjemdal és mtsai, 2006) mérőeszköz magyar nyelven történő adaptálása, belső megbízhatóságának és faktorszerkezetének vizsgálata volt, egészséges serdülő és fiatal felnőtt mintán. Továbbá az alábbi hipotézisek vizsgálatát végezzük el a konstruktív validitás ellenőrzése, valamint a reziliencia jobb megértése érdekében:
A reziliencia-pontszám pozitív irányú összefüggést mutat a társas támogatás különböző területeivel. Feltételezzük, hogy a családtól, a barátoktól és a jelentős másoktól észlelt támogatás pozitív irányú kapcsolatban áll a rezilienciával (Lassú és mtsai, 2015; Szabó, 2017).
A reziliencia-pontszám összefüggést mutat a Képességek és Nehézségek Kérdőív (SDQ) pontszámaival.
Feltételezzük, hogy a hiperaktivitás tüneteivel, az érzelmi tünetekkel, a viselkedéses problémákkal és a kortárskapcsolati nehézségekkel negatív kapcsolatot mutat a reziliencia (Fossati és mtsai, 2020; Liu és mtsai, 2017; Werner, 2012; Wilmhurst és mtsai, 2011).
Feltételezzük, hogy a reziliencia pozitív irányú összefüggést mutat a proszociális magatartással (Haroz és mtsai, 2013).
Módszer
Résztvevők
Egy nagyobb volumenű keresztmetszeti kutatás keretében toboroztunk 15 és 24 év közötti személyeket. A résztvevők középiskolások (N = 490), illetve egyetemi hallgatók (N = 593) voltak, a mintába összesen így 1083 diák került, ebből 327 fő férfi és 756 fő nő. A minta átlagéletkora 18,85 év (SD = 2,39). A 18 éves résztvevők az iskolatípus szerint lettek a kategóriákhoz rendelve. A korosztályi megoszlás részleteit az 1. táblázatban tüntettük fel. Ezt az életkori sávot azért választottuk, mert a kérdőív más nyelven történő validálása vizsgálataiban is hasonló életkori övezetbe tartozó vizsgálati személyek vettek részt (Hjemdal és mtsai, 2006; Kelly, Fitzgerald és Dooley, 2017; Moksnes és Haugan, 2018; Ruvalcaba-Romero, Gallegos-Guajardo és Villegas-Guinea, 2014).
A résztvevők korosztályi megoszlása
| Fiú/Férfi | Lány/Nő | Összesen | |
| 15–18 éves (45%) | 252 | 238 | 490 |
| 18–24 éves (55%) | 75 | 518 | 593 |
| Összesen (100%) | 327 | 756 | 1083 |
A serdülőkorú résztvevőket az oktatási intézményeiken keresztül értük el, az intézményvezetők engedélyével és az osztályfőnökök segítségével juttattuk el a szülők számára a passzív beleegyezési nyilatkozatot. A vizsgálatban azok tanulók vettek részt, akiknek szülei (16 évnél fiatalabbak esetében) vagy önmaguk (16 évnél idősebbek esetén) nem jelezték előzetesen a vizsgálati részvételtől elállás szándékát, és hiánytalanul kitöltötték a kérdőívcsomagot. A szülőket és a tanulókat tájékoztattuk arról, hogy a kérdőívcsomag kitöltése önkéntes és anonim, a vizsgálat alatt is következmények nélkül bármikor megszakítható. A résztvevők ellenszolgáltatásban nem részesültek. A fiatal felnőttek toborzása hozzáférésalapon, kényelmi mintavétellel történt. Az adatfelvétel 2021. január–május időszakában zajlott egy nagyobb kutatás részeként, a kutatás az Egyesített Pszichológiai Kutatásetikai Bizottság jóváhagyásával valósult meg (EPKEB 2021-39).
Mérőeszközök
Demográfiai adatok
A kérdőívben kértük a résztvevőket, hogy adják meg a nemüket, életkorukat, középiskolások esetében az évfolyamukat. A 18 év feletti korosztály esetében kértük, hogy adják meg az általuk végzett fő tevékenységet (tanul, dolgozik vagy mindkettő). Az utóbbi kérdés arra szolgált, hogy a mintából kiszűrjük azokat, akik tanulmányaik mellett dolgoznak, vagy már nem tanulnak. Az elemzésbe kizárólag azok kerültek, akik jelenleg csak tanulnak.
Serdülő Reziliencia Kérdőív (READ-H)
Hjemdal és munkatársai (2006) hívták fel a figyelmet arra, hogy szükség van egy olyan mérőeszköz kialakítására, amely a serdülőkori reziliencia mérésére alkalmas, és lefedi a reziliencia mindhárom területét, azaz skálákat tartalmaz a reziliencia mint (1) személyiségjellemző, a (2) családi támogatás, valamint a (3) külső támogató rendszerek észlelésének mérésére. A kérdőív kialakításához a 41 itemes Norvég Reziliencia Kérdőív felnőtt (Norwegian Resilience Scale for Adults) változatát használták fel (RSA; Friborg, Hjemdal, Rosenvinge és Martinussen, 2003; Hjemdal, Friborg, Martinussen és Rosenvinge, 2001), amely öt alskálát tartalmazott: a) személyes kompetencia, b) szociális kompetencia, c) struktúra, d) családi kohézió és e) szociális erőforrások. A kutatás eredményeként jött létre a 39 itemes Serdülő Reziliencia Kérdőív (Resilience Scale for Adolescents, READ, Hjemdal és mtsai, 2006) első változata. A kitöltők ötfokú Likert-skálán jelölhették, hogy mennyire értenek egyet az adott állítással (1 = egyáltalán nem értek egyet, 5 = teljesen egyetértek). A feltáró és megerősítő faktorelemzések után a kialakított mérőeszköz öt alskálába rendeződve 28 itemet tartalmazott. A létrehozott faktorok megegyeztek a felnőtt változat alskáláival. A kérdőív megbízhatósági mutatóit a szerzők megfelelőnek találták, az első vizsgálatok alapján a READ megbízható mérőeszköznek bizonyult a serdülő reziliencia mérésére.
A READ pszichometriai jellemzőinek felülvizsgálatát Askeland, Hysing, Sivertsen és Breivik (2020) végezték el 9596 serdülő bevonásával. A felülvizsgálatot az indokolta, hogy a mérőeszközzel végzett korábbi vizsgálatok (2. táblázat) a 28 itemes, 5 faktoros szerkezet instabilitását jelezték (Moksnes és Haugan, 2018; Ruvalcaba-Romero, Gallegos-Guajardo és Villegas Guinea, 2014; Stratta és mtsai, 2012; Von Soest, Mossige, Stefansen és Hjemdal, 2010). A feltáró és megerősítő faktorelemzés eredményeként a READ második verziója 24 itemet tartalmazott. A megbízhatósági mutatók alapján a meglévő itemek átrendezésével új, öt alskálából álló faktorszerkezetet alakítottak ki, ezek a a) célorientáció (Goal Orientation), b) családi összetartás (Family Cohesion), c) szociális kompetencia (Social Competence), d) társas támogatás (Social Support) és a e) magabiztosság (Self-Competence).
A Serdülő Reziliencia Kérdőíven (READ) végzett faktorelemzéses vizsgálatok áttekintése a nemzetközi szakirodalomban
| Szerző(k) | Vizsgálati minta | Ország | Módszer | Eredmény |
| Hjemdal és mtsai (2006) | 425 középiskolás (13–15 éves) | Norvégia | CFA | Az eredetileg 39 tételes kérdőívből ötfaktoros struktúra alakult ki, 11 tétel elhagyásával: személyes kompetencia (13 item), társas kompetencia (8 item), családi összetartozás (7 item), társas támogatás (7 item), strukturáltság (4 item). |
| Von Soest, és mtsai (2010) | 6723 egyetemi hallgató (18–20 éves) | Norvégia | EFA | Ötfaktoros skálaszerkezet, azonban összesen 6 item faktortöltése, a személyes kompetencia, a társas támogatás és a strukturáltság faktorokon nem érte el a 0,3-et. |
| Stratta és mtsai (2012) | 472 egyetemi hallgató (18–20 éves) | Olaszország | PCA | Négyfaktoros skálaszerkezet a személyes kompetencia és a strukturáltság skálák kombinációjával. |
| Ruvalcaba-Romero és mtsai (2014) | 840 serdülő (12–17 éves) | Mexikó | PCA | Módosított ötfaktoros szerkezet: a családi összetartás, a társas kompetencia és a társas támogatás nagyrészt érintetlen maradt, azonban a személyes kompetencia skálában 8 tételből 4 maradt, és egy új skála kialakítására is sor került, amelyet célorientációnak neveztek el (tételei a személyes kompetencia és a strukturáltság skálából rendeződtek át). |
| Kelly és mtsai (2017) | 6085 serdülő (12–18 éves) | Írország | CFA | Az eredeti skálaszerkezet igazolódott. |
| Moksnes és Haugan (2018) | 1183 serdülő (13–18 éves) | Norvégia | CFA | Módosított skálaszerkezet: 20 tétel öt faktorba rendeződik. |
| Askeland és mtsai (2020) | 9596 középiskolás (16–19 éves) | Norvégia | EFA és ESEM | Módosított ötfaktoros szerkezet: családi összetartozás, társas támogatás, szociális kompetencia, magabiztosság és célorientáció, a 4. 9., 12., 25. item faktortöltése 0,40-nál alacsonyabb. |
| Janousch és mtsai (2020) | 321 serdülő (11–16 éves) | Németország | CFA | Ötfaktoros szerkezet, egy tétel elhagyásával: személyes kompetencia (7 tétel), társas kompetencia (5 tétel), családi összetartozás (6 tétel), társas támogatás (5 tétel), strukturáltság (4 tétel). |
| 349 serdülő (11–15 éves) | Svájc | |||
| Pérez-Fuentes, Molero Jurado, Barragán Martín, Mercader Rubio és Gazquez Linares (2020) | 317 középiskolás (13–18 éves) | Spanyolország | EFA és CFA | Módosított ötfaktoros szerkezet a mexikói adaptáció nyomán: családi összetartás, társas kompetencia, társas támogatás, személyes kompetencia, célorientáció. |
A magyar adaptáció elkészítéséhez az eredeti 28 tételes kérdőívet (Hjemdal és mtsai, 2006) használtuk fel, így lehetőségünk volt arra, hogy a validálás során bevonjuk az eredeti és a felülvizsgált változat (Askeland és mtsai, 2020) alapján létrehozott modelleket is.
A kérdőív lefordítása és visszafordítása a Beaton, Bombardier, Guillemin és Ferraz-féle protokoll (2000) alapján történt, amely szerint három személy lefordította angolról magyar nyelvre a tételeket, majd egységesítés után egy kétnyelvű személy magyarról angolra fordította vissza ezeket. Erre a nyelvi változatok közötti eltérések kizárása miatt volt szükség. A végső kérdőívbe az eredeti jelentéshez leginkább közelítő változat került be. Az adaptáció a Magyar Pszichológiai Társaság tesztadaptációs irányelveinek (2020) figyelembevételével készült.
Képességek és Nehézségek Kérdőív (SDQ)
A Képességek és Nehézségek Kérdőív Robert Goodman (1997) nevéhez kapcsolódik, magyar nyelvű validálását Turi és munkatársai (2013) végezték el serdülő populáción. A kérdőív az egyik legelterjedtebb mérőeszköz a gyermekkori mentális zavarok és viselkedésproblémák vizsgálatára, a www.sdqinfo.org oldalon jelenleg 96 nyelven érhető el, így az eredmények nemzetközi szinten is összehasonlíthatók.
A kérdőív 25 tétele öt skálába sorolható, ezek a hiperaktivitást (pl. Nyughatatlan vagyok, nem tudok sokáig nyugton maradni), az érzelmi tüneteket (pl. Sokat aggódom), a viselkedési problémákat (pl. Nagyon mérges tudok lenni és gyakran dühbe gurulok), a kortárskapcsolati problémákat (pl. Van egy vagy több jó barátom) és a proszociális magatartást (pl. Próbálok kedves lenni másokhoz. Törődöm az érzéseikkel) vizsgáló skálák. A kérdőív kitöltői háromfokú Likert-skálán jelezhetik, hogy mennyire értenek egyet az adott állítással (0 = nem igaz, 1 = valamennyire igaz, 2 = határozottan igaz). Az összesített probléma pontszáma a négy problémaskála pontszámának összegzésével alakítható ki, értéke 0–40 között lehet. A skálapontszámok növekedése több problémát jelez az adott gyermekkel kapcsolatban az érintett területen, míg a proszociális skála esetén a kisebb pontszám jelzi a problémaviselkedést. A kérdőív jelen mintán mért megbízhatósági mutatói alapvetően megfelelőek, de két alskála esetében megkérdőjelezhetők (hiperaktivitás: Cronbach-α = 0,62, érzelmi tünetek: Cronbach-α = 0,78, viselkedési problémák: Cronbach-α = 0,44, kortárskapcsolati problémák: Cronbach-α = 0,34, proszociális viselkedés: Cronbach-α = 0,76). A teljes skála megbízható adatokat mutat (Cronbach-α = 0,72). Ezek a mutatók közelítenek a Rózsa & Kő, 2015 reprezentatív hazai vizsgálati mintán mért értékeihez (az alskálák esetében a Cronbach-α = 0,41–0,63 közötti, az összesített problémaviselkedés skála Cronbach-ɑ mutatója 0,69).
Multidimenzionális Észlelt Társas Támogatás Kérdőív (MSPSS)
A kérdőívet Zimet, Dahlem, Zimet és Farley (1988) fejlesztették ki, majd később számos nyelvre lefordították. Magyar nyelvű változatát Papp-Zipernovszki, Kékesi és Jámbori (2017) készítették el. A kérdőív 10 tétele három skálába sorolható, ezek a család (pl. A családomra mindig számíthatok), a barátok (pl. Számíthatok a barátaimra, amikor a dolgok rosszra fordulnak), és a jelentős mások (pl. Van legalább egy fontos személy a környezetemben, akire számíthatok, ha szükségem van rá) skálák. A kérdőív kitöltői ötfokozatú Likert-skálán jelezhetik, hogy mennyire értenek egyet az adott állítással (1 = egyáltalán nem igaz rám, 5 = teljes mértékben igaz rám). A kérdőív kiértékelése az egyes tételekhez tartozó tételszámok átlagolásával történik. A magasabb pontszám az észlelt társas támogatás magasabb mértékét jelzi. A kérdőív megbízhatósági mutatóit a szerzők jelen mintán is ellenőrizték, és megfelelőnek értékelték (Család: Cronbach-α = 0,87; Barátok: Cronbach-α = 0,91; Jelentős mások: Cronbach-α = 0,89, az egész kérdőív reliabilitása: Cronbach-α = 0,90).
Eredmények
A Serdülő Reziliencia Kérdőív (READ-H) magyar változatának strukturális elemzése
A Serdülő Reziliencia Kérdőív (READ-H) szerkezetét feltáró és megerősítő faktorelemzéssel vizsgáltuk meg. Az elemzésekhez a keresztvalidálás módszerét alkalmaztuk, ennek megfelelően a mintát véletlenszerűen kettéosztottuk (3. táblázat). A feltáró és a megerősítő faktorelemzést így két külön csoporton végeztük el. A módszer szerint az így kapott struktúra érvényessége megbízhatóbb, mivel így két külön független mintán történik a struktúra feltárása és megerősítése.
A faktorelemzéshez kialakított alminták fő jellemzői
| Minta 1 (N = 541) | Minta 2 (N = 542) | |||
| Nő | Férfi | Nő | Férfi | |
| Elemszám | 372 | 169 | 384 | 158 |
| Átlagéletkor | 18,89 | 18,81 | ||
Az elsődleges faktorstruktúra meghatározására feltáró faktoranalízist végeztünk. A faktoranalízis elvégzésének tesztelésére a Bartlett-teszt szignifikanciáját és a Kaiser–Meyer–Olkin-mutató (KMO) 0,6 fölötti eredményét tekintettük irányadónak. A feltáró faktoranalízis elvégzése utáni további elemzésben azok a tételek vettek részt, amelyek megfeleltek Samuels (2017) irányelveinek, azaz faktorsúlyuk 0,3 feletti volt, és olyan faktorokba rendeződtek, amelyek megmagyarázott varianciaértéke elérte vagy meghaladta az 5%-ot. A modell megbízhatósági mutatóinak vágóértékét Hu és Bentler (1999) irányelveit figyelembe véve határoztuk meg.
A feltárt faktorszerkezet megbízhatóságának elemzésére megerősítő faktoranalízist végeztünk az almintákon, szintén keresztelemzés módszerével, amelyben összevetettük a feltáró faktorelemzés alapján kialakított modelleket. Végső modellünk kialakításában a megbízhatósági mutatók legjobb értékeit vettük figyelembe: a CFI és TLI esetében a 0,95 feletti érték kiváló, a 0,90 felett elfogadható; az SRMR és RMSEA esetében a <0,08 elfogadható értéket jelentett, 0,05 alatt jó illeszkedést, a nullához közelítő érték pedig kiváló illeszkedést jelzett. A belső konzisztencia vizsgálatára Cronbach-ɑ értéket és takarékossági mutatót (χ2/df) alkalmaztunk. A statisztikai elemzések a Jamovi 2.2.5 és a JASP programokkal készültek.
Feltáró faktorelemzés
Előzetes vizsgálatként az 1. almintát korcsoport szerint bontottuk szét, és mindkét életkori csoportban elvégeztük a feltáró faktorelemzést. Mivel a két csoportban feltárt struktúra megegyezett, így a továbbiakban egy csoportként kezeltük őket.
Az 1. alminta alkalmasnak bizonyult a feltáró faktorelemzés elvégzésére mind a Kaiser–Meyer–Olkin mutató szerint (KMO = 0,9), mind pedig a Bartlett-féle teszt szerint (P < 0,001). A feltáró faktorelemzés során párhuzamos elemzéssel határoztuk meg a faktorok számát. Az elemzéshez maximum likelihood módszert és oblimin rotációt használtunk, ami alapján a tételek 5 faktorba rendeződtek (4. táblázat). A 4. tétel két faktoron is töltést mutatott, azonban a nemzetközi kutatásokra építve a tétel megtartása mellett döntöttünk.
A feltáró faktorelemzés eredménye a faktortöltésekkel együtt
| Tétel | Faktor | ||||
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | |
| 10. Jól érzem magam a családommal. | 0,9 | ||||
| 27. A családommal szeretjük együtt tölteni az időt. | 0,89 | ||||
| 15. A családomban a legtöbb dologban egyetértünk. | 0,84 | ||||
| 24. A családomban támogatjuk egymást. | 0,81 | ||||
| 5. A családomban egyformán vélekedünk arról, hogy mik a fontos dolgok az életben. | 0,77 | ||||
| 21. A családom pozitívan tekint a jövőbe még akkor is, ha valami szomorú dolog történt. | 0,65 | ||||
| 4. Elégedett vagyok az eddigi életemmel. | 0,43 | 0,34 | |||
| 18. A családunkban vannak szabályok, amelyek leegyszerűsítik a hétköznapokat. | 0,3 | ||||
| 14. Vannak olyan barátaim vagy családtagjaim, akik tényleg törődnek velem. | 0,82 | ||||
| 3. Vannak olyan barátam vagy családtagjaim, akik bátorítanak. | 0,81 | ||||
| 19. Szükség esetén mindig van valaki, akire számíthatok. | 0,75 | ||||
| 28. Vannak olyan barátaim/családtagjaim, akik megbecsülnek engem. | 0,73 | ||||
| 9. A barátaimmal mindig összetartunk. | 0,55 | ||||
| 16. Könnyen megtalálom a közös hangot új emberekkel. | 0,93 | ||||
| 11. Könnyen barátkozom. | 0,89 | ||||
| 6. Könnyen elérem, hogy kellemesen érezzék magukat körülöttem az emberek. | 0,6 | ||||
| 22. Mindig tudok valami szórakoztatót, amiről lehet beszélgetni. | 0,6 | ||||
| 25. Mindig tudok valami vigasztalót mondani, amikor mások szomorúak. | 0,31 | ||||
| 17. Hiszek a képességeimben. | 0,72 | ||||
| 23. A magamba vetett hit átsegít a nehézségeken. | 0,63 | ||||
| 12. Ha érzem, hogy nem lehet bizonyos dolgokon változtatni, akkor nem aggódom miattuk. | 0,62 | ||||
| 20. Amikor több lehetőség közül kell választanom, majdnem mindig tudom, hogy mi a megfelelő számomra. | 0,52 | ||||
| 26. Amikor a dolgok rosszabbra fordulnak, képes vagyok megtalálni a módját, hogy a legjobbat hozzam ki a helyzetből. | 0,51 | ||||
| 8. Mindig tervet készítek, ha új dolgokba kezdek. | 0,59 | ||||
| 2. Akkor tudom a legtöbbet kihozni magamból, ha világosak a céljaim. | 0,55 | ||||
| 1. Ha keményen dolgozom, akkor elérem a céljaimat. | 0,48 | ||||
| 7. Tudom, hogyan érjem el a céljaimat. | 0,43 | ||||
| 13. Jól be tudom osztani az időmet. | 0,31 | ||||
| Megmagyarázott variancia (összesen: 52,99%) | 16,35% | 10,85% | 9,91% | 9,97% | 5,91% |
Megerősítő faktorelemzés
A megerősítő vizsgálatot összesen 6 faktorszerkezeten végeztük el: 4 modell a READ kérdőív szakirodalmában elérhető változatoknak felel meg, valamint másodrendű és bifaktoros faktorszerkezetet is teszteltünk, összehasonlítás céljából. Az 1. modell megegyezik az eredetileg kialakított 5 faktoros struktúrával (Hjemdal és mtsai, 2006), amely 28 tételt tartalmazott 5 skálán. A 2., 3. és 4. modellek pedig az Askeland és munkatársai (2020) által is tesztelt 3, 4 és 5 faktoros szerkezetet tükrözik. Utóbbi elrendezésében megegyezik a korábbiakban leírt, általunk is feltárt struktúrával. Habár 4. tétel az 1. faktoron mutatott magasabb faktortöltést, a tételt a tartalma és a korábbi struktúrák miatt a Magabiztosság faktorhoz (4. faktor) soroltuk.
A háromfaktoros modell a reziliencia alapvető elméleti kerete szerint a 3 fő erőforrás alapján választja szét a skálákat (társas támogatás, családi összetartás és személyes jellemzők), míg a négyfaktoros modellben a társas erőforrásokat további két alskálára osztja a családi összetartás és a személyes jellemzők mellett. Mivel a kérdőív főskálaként is értékelhető, így másodrendű és bifaktoros megerősítő elemzéseket is végeztünk. Az illeszkedési mutatók az 5. táblázatban vannak feltüntetve. Ebben jól látszik, hogy az átdolgozott, bifaktoros modell illeszkedési mutatói elfogadhatóak, így a további elemzésekben mi is ezt a felosztást alkalmazzuk.
A READ-H kérdőív lehetséges faktorszerkezetének illeszkedési mutatói a megerősítő faktorelemzés eredménye szerint
| χ2 | p | χ2/df | RMSEA | RMSEA 90% CI | CFI | TLI | SRMR | |
| 1. modell – eredeti 5 faktor (Hjemdal és mtsai, 2006) | 835,63 | <0,001 | 3,79 | 0,07 | 0,07<CI<0,08 | 0,91 | 0,89 | 0,05 |
| 2. modell – 3 faktor (Askeland és mtsai, 2020) | 1735,19 | <0,001 | 6,96 | 0,1 | 0,1<CI<0,11 | 0,81 | 0,78 | 0,09 |
| 3. modell – 4 faktor (Askeland és mtsai, 2020) | 1015,73 | <0,001 | 5,00 | 0,09 | 0,08<CI<0,09 | 0,88 | 0,86 | 0,07 |
| 4. modell – 5 faktor (Askeland és mtsai, 2020) | 1054,1 | <0,001 | 3,21 | 0,06 | 0,06<CI<0,07 | 0,91 | 0,90 | 0,06 |
| Másodlagos faktor | 1556,15 | <0,001 | 4,51 | 0,08 | 0,07<CI<0,08 | 0,86 | 0,84 | 0,09 |
| Bifaktoros modell | 1093,76 | <0,001 | 3,45 | 0,06 | 0,06<CI<0,07 | 0,91 | 0,90 | 0,05 |
Az öt alskála átlagait és megbízhatósági mutatóit a 6. táblázatban tüntettük fel. A faktorokat az angol elnevezés magyar megfelelője szerint neveztük el.
A READ-H öt alskálájának és a teljes skálának az átlaga és megbízhatósági mutatói
| Átlag | Szórás | Tételszám | Cronbach-α | |
| Családi összetartás (Family Cohesion) | 3,67 | 0,95 | 7 | 0,9 |
| Társas támogatás (Social Support) | 4,47 | 0,69 | 5 | 0,86 |
| Szociális kompetencia (Social Competence) | 3,61 | 0,92 | 5 | 0,84 |
| Magabiztosság (Self-Confidence) | 3,49 | 0,82 | 6 | 0,79 |
| Célorientáció (Goal-orientation) | 3,70 | 0,75 | 5 | 0,72 |
| Teljes skála | 3,77 | 0,62 | 28 | 0,92 |
A reziliencia kapcsolata a demográfiai változókkal
A különböző demográfiai változók mentén megvizsgáltuk a Serdülő Reziliencia Kérdőív (READ-H) jellemzőit. Normáleloszlásúnak tekintettük a skálákat abban az esetben, ha a csúcsosság, valamint a ferdeség abszolút értéke kisebb, mint 2 (Kim, 2013). Eszerint a teljes skála és minden alskála esetében teljesült a normáleloszlás.
Elsőként korosztály szerint két csoportra (15–18 évesek és 18–24 évesek) bontottuk a mintát, majd ellenőriztük a szóráshomogenitást, és független mintás t-próbával tártuk fel a két korosztály közötti különbségeket a reziliencia, illetve az egyes alskálák pontszámai mentén. Az eredmények szerint a társas támogatás tekintetében találtunk szignifikáns különbséget, a fiatal felnőttek javára, habár a hatásnagyság kismértékű. A további értékek a 7. táblázatban láthatók.
Korosztályi különbségek a READ-H alskáláin és a teljes skálán
| READ-H | 15–18 évesek (N = 490) | 18–24 évesek (N = 593) | Próba értéke | ||
| M | SD | M | SD | ||
| Családi összetartás | 3,73 | 0,90 | 3,62 | 0,99 | t(1081) = 1,87, P = 0,06 |
| Társas támogatás* | 4,40 | 0,75 | 4,53 | 0,63 | t(1081) = –2,94, P = 0,003, Cohen's d = –0,18 |
| Szociális kompetencia | 3,63 | 0,89 | 3,59 | 0,94 | t(1079) = 0,84, P = 0,4 |
| Magabiztosság | 3,50 | 0,79 | 3,47 | 0,84 | t(1079) = 0,55, P = 0,58 |
| Célorientáció | 3,66 | 0,76 | 3,73 | 0,74 | t(1081) = –1,51, P = 0,13 |
| Teljes skála (READ-H) | 3,77 | 0,62 | 3,76 | 0,62 | t(1079) = 0,26, P = 0,79 |
Megjegyzés: *P < 0,05
Ahogy az a táblázat adataiból is látszik, kizárólag a társas támogatás területén találtunk szignifikáns kapcsolatot (dőlttel szedve). Eszerint a fiatal felnőttek magasabb társas támogatást észlelnek, mint a serdülőkorú válaszadók.
A nemek közötti különbségeket vizsgálva szintén a társas támogatás, valamint a magabiztosság alskálán találtunk szignifikáns különbségeket (dőlttel szedve). Az előbbi esetben a nők, a második esetben viszont a férfiak értek el magasabb pontszámot. A további adatokat a 8. táblázat tartalmazza.
Nemi különbségek a READ-H alskáláin és a teljes skálán
| READ-H | Fiú/Férfi (N = 327) | Lány/Nő (N = 756) | Próba értéke | ||
| M | SD | M | SD | ||
| Családi összetartás | 3,66 | 0,87 | 3,67 | 0,98 | t(1081) = –0,10, P = 0,92 |
| Társas támogatás* | 4,29 | 0,82 | 4,55 | 0,6 | t(1081) = –5,82, P < 0,001, Cohen's d = –0,39 |
| Szociális kompetencia | 3,65 | 0,86 | 3,59 | 0,94 | t(1079) = 0,98, P = 0,33 |
| Magabiztosság* | 3,69 | 0,78 | 3,40 | 0,82 | t(1079) = 5,45, P < 0,001, Cohen's d = 0,36 |
| Célorientáció | 3,66 | 0,77 | 3,71 | 0,74 | t(1081) = –1,04, P = 0,3 |
| Teljes skála (READ-H) | 3,78 | 0,62 | 3,76 | 0,62 | t(1079) = 0,49, P = 0,624 |
*P < 0,05
Konvergens validitás
A konvergens validitás ellenőrzése érdekében két olyan változót választottuk, amelyek rezilienciával való együttjárását már korábbi tanulmányok alátámasztották (Askeland és mtsai, 2020; Kelly és mtsai, 2017). Így korrelációs vizsgálattal tártuk fel a Serdülő Reziliencia Skála pontszámainak összefüggéseit a Multidimenzionális Észlelt Társas Támogatás Kérdőívvel (MSPSS) és a Képességek és Nehézségek Kérdőívvel (SDQ).
Első hipotézisünkben feltételeztük, hogy a reziliencia pozitív irányú összefüggést mutat a társas támogatás különböző területeivel: a családtól, a barátoktól és a jelentős másoktól észlelt támogatással. A Pearson-féle korrelációs vizsgálat szerint közepes erősségű, pozitív irányú kapcsolat van a reziliencia és az észlelt társas támogatás alskálái között (P < 0,001). A részletes eredményeket a 9. táblázat tartalmazza.
A reziliencia (READ-H) és az észlelt társas támogatás (MSPSS) kapcsolata
| MSPSS alskálák | READ-H | Családi összetartás | Társas támogatás | Szociális kompetencia | Magabiztosság | Célorientáció |
| Család | 0,66*** | 0,82*** | 0,50*** | 0,33*** | 0,29*** | 0,30*** |
| Barátok | 0,52*** | 0,30*** | 0,71*** | 0,40*** | 0,30*** | 0,30*** |
| Jelentős mások | 0,45*** | 0,32*** | 0,69*** | 0,28*** | 0,18*** | 0,28*** |
Megjegyzés: ***P < 0,001
A második hipotézisben feltételeztük, hogy a Képességek és Nehézségek Kérdőív (SDQ) egészével, valamint a hiperaktivitás, az érzelmi tünetek, a viselkedésbeli problémák és a kortárskapcsolati nehézségek alskáláival negatívan függ össze a reziliencia, míg a proszociális magatartás alskálával pedig pozitív kapcsolatban áll. Pearson-féle korrelációs számítást végezve a hipotézist alátámasztottuk, mivel a gyenge, illetve közepes erősségű, a feltételezésnek megfelelő irányú kapcsolat áll fenn a vizsgált változók között (10. táblázat).
A reziliencia (READ-H) és az észlelt problémaviselkedés (SDQ) kapcsolata
| READ | Családi összetartás | Társas támogatás | Szociális kompetencia | Magabiztosság | Célorientáció | |
| SDQ | –0,34*** | –0,31*** | –0,17*** | –0,16*** | –0,37*** | –0,21*** |
| Hiperaktivitás | –0,28*** | –0,25*** | –0,14*** | n. sz. | –0,25*** | –0,35*** |
| Érzelmi tünetek | –0,42*** | –0,32*** | –0,14*** | –0,29*** | –0,51*** | –0,25*** |
| Viselkedésbeli problémák | –0,23*** | –0,14*** | –0,25*** | –0,11*** | –0,24*** | –0,16*** |
| Kortárskapcsolati nehézségek | –0,47*** | –0,30*** | –0,45*** | –0,47*** | –0,36*** | –0,21*** |
| Proszociális magatartás | 0,28*** | 0,18*** | 0,30*** | 0,28*** | 0,16*** | 0,17*** |
***P < 0,001
Megvitatás
Kutatásunk célja egy olyan rezilienciakérdőív adaptálása volt, amely alkalmas a különböző erőforrások differenciált azonosítására, és megbízhatóan alkalmazható a fiatalabb korosztályban is. A kérdőív eredeti változatával (Hjemdal és mtsai, 2006) végzett nemzetközi kutatások a 28 itemes, ötfaktoros mérőeszköz szerkezetének instabilitását jelezték. A Hjemdal és munkatársai (2006) által kialakított alskálák megegyeztek a felnőtt változat faktoraival, és a mérőeszköz a rezilienciát öt dimenzió mentén vizsgálta: a) személyes kompetencia, b) szociális kompetencia, c) struktúra, d) családi kohézió és e) szociális erőforrások. A kérdőív pszichometriai jellemzőinek felülvizsgálata során Askeland és munkatársai (2020) egyes tételek kizárásával 24 itemes ötfaktoros struktúraszerkezetet hoztak létre, az újonnan kialakított dimenziók közé tartozik a a) családi összetartás (Family Cohesion), b) társas támogatás (Social Support), c) szociális kompetencia (Social Competence), d) magabiztosság (Self-Competence) és az e) célorientáció (Goal Orientation). A READ változataival végzett strukturális elemzések és a konstruktív validitás eredményei szerint a Serdülő Reziliencia Kérdőív (Hjemdal és mtsai, 2006) alkalmas a reziliencia mérésére, így magyar nyelvű változatát adaptáltuk hazai serdülőkorú és fiatal felnőtt mintán. Jelen vizsgálatban feltártuk a kérdőív strukturális jellemzőit és pszichometriai mutatóit, ami kiváló reliabilitást mutatott. A feltáró és megerősítő faktorelemzés megerősítette a nemzetközi kutatási eredményeket. Az általunk vizsgált mintán másodlagos faktorelemzést és bifaktoros modellt is teszteltünk, vizsgálatunkban ez utóbbi elfogadható illeszkedést mutatott. Eszerint a kérdőív egy főfaktorként is értelmezhető, ami az Askeland és munkatársai (2020) által kialakított 5 faktor szerint külön-külön is értelmezhető. A READ magyar változatában a nemzetközi elnevezést megtartva alakítottuk a végső skálaszerkezetet: célorientáció (5 tétel), családi összetartás (7 tétel), társas támogatás (5 tétel), szociális kompetencia (5 tétel), magabiztosság (6) tétel, a teljes skála így 28 tételt tartalmaz. A lehetséges jövőbeni nemzetközi összehasonlítások miatt amellett döntöttünk, hogy nem hagyunk el tételeket a struktúrából, azonban a kérdőív esetleges későbbi rövidítésével, vagyis a gyengébb faktorsúlyú tételek törlésével az illeszkedési mutatók javulhatnak.
A READ-H érvényességét további két vizsgálattal támasztottuk alá: igazodva a READ más nyelveken történő adaptációiban alkalmazott mérőeszközökhöz, kutatásunkat a Képességek és Nehézségek Kérdőív (SDQ) és a Multidimenzionális Észlelt Társas Támogatás Kérdőív (MSPSS) bevonásával végeztük a reziliencia fő forrásainak vizsgálatához (személyes jellemzők, családi támogatás, társas támogatás). Eredményeink igazolták azt a felvetésünket, miszerint a reziliencia és az észlelt társas támogatás pozitív irányú kapcsolatban állnak, ami összecseng a korábbi vizsgálatok eredményeivel (Afifi és MacMillan, 2011; Carr és Vandiver, 2001; Pikó és Hamvai, 2012).
A társas támogatás alskála további vizsgálata alapján korosztályi eltérést is találtunk: a fiatal felnőtt csoport esetén jelentősen erősebb a társas támogatás észlelése, mint a serdülők esetében, és mindkét korosztályban szignifikánsan erősebb a társas támogatásból merített reziliencia a családi összetartásnál. Eredményeink megfelelnek a fejlődéslélektani ismereteknek, hiszen a serdülőkor és a fiatal felnőttkor az az időszak, amikor az egyén fokozatosan leválik a családról, és elkezdi működtetni a családon kívüli szociális háló hatását (Cole és Cole, 2003; Erikson, 1991). A leválás folyamatát jelzi, hogy eredményeink alapján a családi összetartozás észlelt mértéke nem változott a serdülő – fiatal felnőtt átmenet során, azonban erősödött a környezetből észlelt társas támogatás mértéke. A fiatal felnőttek és serdülők értékei között tapasztalt eltérést magyarázhatja továbbá a társas kapcsolatok választásával és a baráti kapcsolatok funkciójával kapcsolatos eltérés is (Branje, 2018). A fiatal felnőttkorban a barátok megválasztásának már legfontosabb célja a kölcsönös támogatás, valós segítségnyújtás konkrét nehézségek vagy feladatok megoldásában (Kandel és Andrews, 1987). Ezeket a kapcsolatokat ennek megfelelően is értékelik és ápolják. A serdülőkori kapcsolatokban inkább a valahová tartozás motívumának kielégítése jelenik meg, alapja inkább az attitűdhasonlóság, amely segít megerősíteni a serdülő éppen formálódó énképét (Fónagy, 1996). Ezekben a kapcsolatokban a konkrét segítségnyújtás eleme még nem annyira erősen jelenik meg (Szabó Hangya, Jámbori, Gál, Kasik és Fejes, 2019). Eredményeink alapján az észlelt családi összetartozás mértéke nem változott a serdülő – fiatal felnőtt átmenet után, ami egybecseng azokkal a vizsgálati eredményekkel, amelyek a családi kapcsolatok kiemelt szerepét igazolták az identitás és a jövőkép tekintetében (Holahan, Valentiner és Moos, 1995; Lambert és mtsai, 2010; Meeus, 2003; O’Connor, 1995; Szabó Hangya és mtsai, 2019; Vazsonyi, 2003). A szülők szerepe elsődleges kötődési személyként a serdülőkor elején még központi fontosságú, a serdülőkor végére és a fiatal felnőttkort elérve a kötődési kapcsolat más fontos személyekre kerül át. A kortárskapcsolatok jelentőségének erősödése mellett a serdülő és a szülő kapcsolata tartalmában és formájában megváltozik ugyan, funkcióját tekintve azonban erőssége folyamatos marad (Branje, 2018; Meeus, 2003). Az alapvető családi értékek továbbra is érvényesek, míg a kortársak befolyása a mindennapi problémák megoldásában elsődleges, addig a szülők hatása továbbra is kiemelkedő a jövővel kapcsolatos célok és motivációk tekintetében (Kandel és Andrews, 1987). A családi kapcsolatok kiemelt forrásai lesznek a serdülők és fiatal felnőttek esetében többek között az élet értelmességének megélésében (Lambert és mtsai, 2010), az adaptív megküzdési stratégiák elsajátításában (Holahan és mtsai, 1995), a pszichológiai jóllét észlelt mértékében (Meeus, 2003), az identitás alakulásában (O’Connor, 1995; Szabó Hangya és mtsai, 2019), az önértékelésben (Vazsonyi, 2003).
A kérdőív validitását tovább vizsgálva negatív irányú kapcsolatot feltételeztünk a reziliencia és a hiperaktivitás tüneteivel, az érzelmi tünetekkel, a viselkedéses problémákkal és a kortárskapcsolati nehézségekkel. Eredményeink a korábbi kutatási eredményeknek megfelelően igazolódtak (Fossati és mtsai, 2020; Liu és mtsai, 2017; Wilmhurst és mtsai, 2011; Werner, 2012). Korrelációs elemzésünk szignifikáns, negatív irányú kapcsolatot jelzett a reziliencia-összpontszám és a READ alskálák esetén a problémaviselkedés feltárására alkalmazott Képességek és Nehézségek Kérdőív (SDQ) minden alskálájával. A legerősebb összefüggést keresve közepes erősségű, negatív irányú kapcsolatot találtunk az észlelt érzelmi tünetekkel és kortárskapcsolati nehézségekkel, ezen belül az érzelmi tünetek a magabiztosság alskálával, a kortárskapcsolati nehézségek pedig a szociális kompetencia és a társas támogatás alskálákkal mutattak szoros kapcsolatot. Az eredmények alapján feltételezhetjük, hogy azok a fiatalok, akik magasabb szintű rezilienciával rendelkeznek, kevésbé vannak kitéve azoknak az érzelmi, hangulati, valamint viselkedéses problémáknak, amelyek a későbbiekben hangulatzavarhoz, életvezetési nehézségekhez vezethetnek. A legjelentősebb védőfaktornak ebben az időszakban a társas támogatás, a magabiztosság és a szociális kompetencia bizonyult.
A további elemzések rámutattak, hogy az egyes alskálák képesek elkülöníteni jellemzőik alapján különböző vizsgálati csoportokat. E szerint egyrészt szignifikáns nemi különbségeket tártunk fel, amelyek egybehangzanak a más nyelveken történő adaptációk eredményeivel (Kelly és mtsai, 2017; Ruvalcaba-Romero és mtsai, 2014; Von Soest és mtsai, 2017). A nők/lányok esetében a társas támogatás szintje volt a magasabb, míg a férfiak/fiúk fejlettebb magabiztossággal jellemezhetők. Erre az eredményre számos korábbi szakirodalmi eredmény is rámutatott, miszerint a férfiakra magasabb önértékelés és énhatékonyság jellemző, ami kapcsolatban állhat a magabiztossággal (Feingold, 1994; Von Soeast és mtsai, 2017). A nemi különbségeket a társas támogatás terén szocializációs hatások is magyarázhatják. E szerint strukturális különbség van a női és férfi támogatási modell között. A nők több embernek nyújtanak érzelmi támogatást, köztük olyan személyeknek is, akikkel kevésbé szoros a kapcsolatuk, míg a férfiak ezt erősebben korlátozzák a közeli kapcsolatokra (Barbee és mtsai, 1993; Matud, Ibañez, Bethencourt, Marrero és Carballeira, 2003).
A vizsgálat limitációi miatt az eredmények értékelésekor figyelembe kell venni, hogy bár a minta nagy létszámú, azonban a mintavétel hozzáférési alapon történt, így nem tekinthető reprezentatívnak. Kutatásunkban egészséges serdülőket vizsgáltunk, a diszkriminatív validitás megerősítése miatt azonban célszerű lett volna hátrányos helyzetű vagy nehézségekkel küzdő fiatalok bevonása is.
Összegezve a vizsgálati eredményeket, a kritériumvaliditási és megbízhatósági értékek alapján a Serdülő Reziliencia Kérdőív (READ-H) alkalmas lehet az egyéni és a környezetben észlelt erőforrások feltárására.
Irodalom
A tesztfejlesztés és tesztadaptáció irányelvei (2020). http://mpt.hu/wp-content/uploads/2021/01/TesztadaptA¡ciA³_irA¡nyelvek_2020dec31.pdf [Letöltve: 31 január 2022].
Afifi, T. O., & MacMillan, H. L. (2011). Resilience following child maltreatment: A review of protective factors. The Canadian Journal of Psychiatry, 56(5), 266–272.
Aroian, K. J., & Norris, A. E. (2000). Resilience, stress, and depression among Russian immigrants to Israel. Western Journal of Nursing Research, 22(1), 54–67.
Askeland, K. G., Hysing, M., Sivertsen, B., & Breivik, K. (2020). Factor structure and psychometric properties of the resilience scale for adolescents (READ). Assessment, 27(7), 1575–1587. https://doi.org/10.1177/1073191119832659.
Barbee, A. P., Cunningham, M. R., Winstead, B. A., Derlega, V. J., Gulley, M. R., Yankeelov, P. A., & Druen, P. B. (1993). Effects of gender role expectations on the social support process. Journal of Social Issues, 49, 175–190.
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. https://doi.org/10.1097/00007632-200012150-00014.
Béné, C., Newsham, A., Davies, M., Ulrichs, M., & Godfrey‐Wood, R. (2014). Resilience, poverty and development. Journal of International Development, 26(5), 598–623.
Beutel, M. E., Glaesmer, H., Decker, O., Fischbeck, S., & Brähler, E. (2009). Life satisfaction, distress, and resiliency across the life span of women. Menopause, 16(6), 1132–1138.
Black, K., & Lobo, M. (2008). A conceptual review of family resilience factors. Journal of Family Nursing, 14(1), 33–55.
Blakemore, S. J. (2012). Development of the social brain in adolescence. Journal of the Royal Society of Medicine, 105(3), 111–116. https://doi.org/10.1258/jrsm.2011.110221.
Branje, S. (2018). Development of parent–adolescent relationships: Conflict interactions as a mechanism of change. Child Development Perspectives, 12(3), 171–176.
Carr, M. B., & Vandiver, T. A. (2001). Risk and protective factors among youth offenders. Adolescence, 36(143), 409.
Chaskin, R. J. (2008). Resilience, community, and resilient communities: Conditioning contexts and collective action. Child Care in Practice, 14(1), 65–74.
Choudhury, S., Blakemore, S.-J., & Charman, T. (2006). Social cognitive development during adolescence. Social Cognitive and Affective Neuroscience, 1(3), 165–174. https://doi.org/10.1093/scan/nsl024.
Cicchetti, D. (2006). Development and psychopathology. In D. Cicchetti, & D. J. Cohen (Eds), Developmental psychopathology (pp. 11–23). New York: Wiley.
Cole, M., & Cole, S. R. (2003). Fejlődéslélektan. Budapest: Osiris.
Coşkun, Y. D., Garipağaoğlu, Ç., & Tosun, Ü. (2014). Analysis of the relationship between the resiliency level and problem solving skills of university students. Procedia-Social and Behavioral Sciences, 114, 673–680.
Danis, I., & Kalmár, M. (2020). A fejlődési pszichopatológia alapjai – Kockázati és védőtényezők, sérülékenység és reziliencia a kora gyermekkorban. In I. Danis, T. Németh, B. Prónay, I. Góczán-Szabó, & É. Hédervári-Heller (Eds.), A kora gyermekkori lelki egészség támogatásának elmélete és gyakorlata I. Fejlődéselméletek és empirikus eredmények (pp. 108–136). Budapest: Semmelweis Egyetem EKK Mentálhigiéné Intézet.
Davydov, D. M., Stewart, R., Ritchie, K., & Chaudieu, I. (2010). Resilience and mental health. Clinical Psychology Review, 10(30), 479–495.
DuMont, K. A., Widom, C. S., & Czaja, S. J. (2007). Predictors of resilience in abused and neglected children grown-up: The role of individual and neighborhood characteristics. Child Abuse & Neglect, 31(3), 255–274.
Edward, K. L. (2005). Resilience: A protector from depression. Journal of the American Psychiatric Nurses Association, 11(4), 241–243.
Erikson, E. (1991). Az életciklus: Az identitás epigenezise. In E. Erikson (Ed.), A fiatal Luther és más írások (pp. 437–497). Budapest: Gondolat.
Farkas, D., & Orosz, G. (2015). Ego-resiliency reloaded: A three-component model of general resiliency. PLoS One, 10(3), e0120883. https://doi.org/10.1371/journal.pone.0120883.
Feingold, A. (1994). Gender differences in personality: A meta-analysis. Psychological Bulletin, 116(3), 429–456.
Flach, F. (1988). Resilience: Discovering a new strength at times of stress. New York, NY: Ballantine Books.
Fónagy, P. (1996). Patterns of attachment, interpersonal relationships and health. In D. Blane, E. Brunner, & R. Wilkonson (Eds.), Health and social organization (pp. 125–151). New York: Routledge.
Fossati, M., Negri, L., Fianco, A., Cocchi, M. G., Molteni, M., & Delle Fave, A. (2020). Resilience as a moderator between Objective and Subjective Burden among parents of children with ADHD. Archives of Psychiatric Nursing, 34(1), 53–63.
Fouché, A., Fouché, D. F., & Theron, L. C. (2020). Child protection and resilience in the face of COVID-19 in South Africa: A rapid review of C-19 legislation. Child Abuse & Neglect, 110, 104710.
Friborg, O., Hjemdal, O., Rosenvinge, J. H., & Martinussen, M. (2003). A new rating scale for adult resilience: What are the central protective resources behind healthy adjustment? International Journal of Methods in Psychiatric Research, 12(2), 65–76.
Goodman, R. (1997). The strengths and difficulties questionnaire: A research note. Journal of Child Psychology and Psychiatry, and Allied Disciplines, 38(5), 581–586.
Gössling, S. (2020). Risks, resilience, and pathways to sustainable aviation: A COVID-19 perspective. Journal of Air Transport Management, 89, 101933.
Haroz, E. E., Murray, L. K., Bolton, P., Betancourt, T., & Bass, J. K. (2013). Adolescent resilience in Northern Uganda: The role of social support and prosocial behavior in reducing mental health problems. Journal of Research on Adolescence, 23(1), 138–148.
Harrison, C. G., & Williams, P. R. (2016). A systems approach to natural disaster resilience. Simulation Modelling Practice and Theory, 65, 11–31.
Hjemdal, O., Friborg, O., Martinussen, M., & Rosenvinge, J. H. (2001). Preliminary results from the development and validation of a Norwegian sacel for measuring adult resilience. Journal of the Norwegian Psychological Assocoation, 38, 310–617.
Hjemdal, O., Friborg, O., Stiles, T. C., Martinussen, M., & Rosenvinge, J. H. (2006). A new scale for adolescent resilience: Grasping the central protective resources behind healthy development. Measurement and Evaluation in Counseling and Development, 39(2), 84–96. https://doi.org/10.1080/07481756.2006.11909791.
Holahan, C. J., Valentiner, D. P., & Moos, R. H. (1995). Parental support, coping strategies, and psychological adjustment: An integrative model with late adolescents. Journal of Youth and Adolescence, 24(6), 633–648.
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.
Jámbori, S., Kőrössy, J., & Szabó, É. (2019). A reziliencia, az énhatékonyság és az iskolai kötődés szerepe a szándékos önszabályozás folyamatában. Magyar Pedagógia, 119(1), 75–94.
Janousch, C., Anyan, F., Hjemdal, O., & Hirt, C. N. (2020). Psychometric properties of the resilience scale for adolescents (READ) and measurement invariance across two different German-speaking samples. Frontiers in Psychology, 11, 608677. https://doi.org/10.3389/fpsyg.2020.608677.
Járai, R., Vajda, D., Hargitai, R., Nagy, L., Csókási, K., & Kiss, E. Cs. (2015). A Connor-Davidson Reziliencia Kérdőív 10 itemes változatának jellemzői. Alkalmazott Pszichológia, 15(1), 129–136. https://doi.org/10.17627/ALKPSZICH.2015.1.129.
Kandel, D. B., & Andrews, K. (1987). Processes of adolescent socialization by parents and peers. International Journal of the Addictions, 22(4), 319–342.
Kelly, Y., Fitzgerald, A., & Dooley, B. (2017). Validation of the resilience scale for adolescents (READ) in Ireland: A multi-group analysis: Validation of READ with adolescents in Ireland. International Journal of Methods in Psychiatric Research, 26(2), e1506. https://doi.org/10.1002/mpr.1506.
Kim, H. Y. (2013). Statistical notes for clinical researchers: Assessing normal distribution (2) using skewness and kurtosis. Restorative Dentistry and Endodontics, 38(1), 52–54.
Kiss, E. C., Vajda, D., Káplár, M., Csókási, K., Hargitai, R., & Nagy, L. (2015). A 25-itemes Connor-Davidson Reziliencia Skála (CD-RISK) magyar adaptációja. Mentálhigiéné és Pszichoszomatika, 16(1), 93–113. https://doi.org/10.1556/Mental.16.2015.1.4.
Kóródi, K., & Szabó, É. (2019). A tanulmányi reziliencia értelmezése: Kutatási, prevenciós és intervenciós lehetőségek. Magyar Pszichológiai Szemle, 74(4), 527–545.
Lambert, N. M., Stillman, T. F., Baumeister, R. F., Fincham, F. D., Hicks, J. A., & Graham, S. M. (2010). Family as a salient source of meaning in young adulthood. The Journal of Positive Psychology, 5(5), 367–376.
Lassú, Zs., F., Serfőző, M., Sándor, M., Kolosai, N., & Pálffy, Zs. (2015). Családi struktúra, szülői bánásmód és lélektani rugalmasság összefüggései serdülőkorban. Alkalmazott Pszichológia, 15(1), 77–92.
Lee, T. S. H., Wu, Y. J., Chao, E., Chang, C. W., Hwang, K. S., & Wu, W. C. (2021). Resilience as a mediator of interpersonal relationships and depressive symptoms amongst 10th to 12th grade students. Journal of Affective Disorders, 278, 107–113.
Liu, J. J., Reed, M., & Girard, T. A. (2017). Advancing resilience: An integrative, multi-system model of resilience. Personality and Individual Differences, 111, 111–118.
Luthar, S. S., Cicchetti, D., & Becker, B. (2000). Research on resilience: Response to commentaries. Child Development, 71(3), 573–575.
Luthar, S. S., Grossman, E. J., & Small, P. J. (2015). Resilience and adversity. In M. E. Lamb, & R. M. Lerner (Eds), Handbook of child psychology and developmental science: Socioemotional processes (pp. 247–286). New York: John Wiley & Sons Inc.
Masten, A. S. (2001). Ordinary magic. Resilience processes in development. American Psychologist, 56(3), 227–238.
Masten, A. S. (2014). Ordinary magic: Resilience in development. New York, NY: Guilford Press.
Masten, A. S. (2018). Resilience theory and research on children and families: Past, present, and promise. Journal of Family Theory & Review, 10(1), 12–31.
Masten, A. S., & Barnes, A. J. (2018). Resilience in children: Developmental perspectives. Children, 5(7), 1–16.
Masten, A. S., & Powell, L. (2003). A Resilience framework for research, policy. Resilience and Vulnerability: Adaptation in the Context of Childhood Adversities, 1.
Masten, A. S., & Tellegen, A. (2012). Resilience in developmental psychopathology: Contributions of the project competence longitudinal study. Development and Psychopathology, 24(2), 345–361.
Matud, M. P., Ibañez, I., Bethencourt, J. M., Marrero, R., & Carballeira, M. (2003). Structural gender differences in perceived social support. Personality and Individual Differences, 35(8), 1919–1929.
McLaughlin, K. A., Colich, N. L., Rodman, A. M., & Weissman, D. G. (2020). Mechanisms linking childhood trauma exposure and psychopathology: A transdiagnostic model of risk and resilience. BMC Medicine, 18(1), 1–11.
McLaughlin, K. A., & Lambert, H. K. (1970). Child trauma exposure and psychopathology: Mechanisms of risk and resilience. Current Opinion in Psychology, 14, 29–34. https://doi.org/10.1016/j.copsyc.2016.10.004.
Meeus, W. (2003). Parental and peer support, identity development and psychological well-being in adolescence. Psychology: The Journal of the Hellenic Psychological Society, 10(2+3), 192–201.
Moksnes, U. K., & Haugan, G. (2018). Validation of the resilience scale for adolescents in Norwegian adolescents 13–18 years. Scandinavian Journal of Caring Sciences, 32(1), 430–440. https://doi.org/10.1111/scs.12444.
Moor, B. G., Macks, Z. A., Güroglu, B., Rombouts, S. A., Molen, M. W., & Crone, E. A. (2012). Neurodevelopmental changes of reading the mind in the eyes. Social Cognitive and Affective Neuroscience, 7(1), 44–52. https://doi.org/10.1093/scan/nsr020.
Noble, T., & McGrath, H. (2012). Wellbeing and resilience in young people and the role of positive relationships. In S. Roffey (Ed.), Positive relationships (pp. 17–33). Dordrecht: Springer.
O’Connor, B. P. (1995). Identity development and perceived parental behavior as sources of adolescent egocentrism. Journal of Youth and Adolescence, 24, 205–227.
Papp-Zipernovszky, O., Kékesi, M. Z., & Jámbori, Sz. (2017). A Multidimenzionális Észlelt Társas Támogatás Kérdőív magyar nyelvű validálása. Mentálhigiéné és Pszichoszomatika, 18(3), 230–262.
Pérez-Fuentes, M. C., Molero Jurado, M. D. M., Barragán Martín, A. B., Mercader Rubio, I., & Gazquez Linares, J. J. (2020). Validation of the resilience scale for adolescents in high school in a Spanish population. Sustainability, 12(7), 2943. https://doi.org/10.3390/su12072943.
Pikó, B., & Hamvai, C. (2012). Stressz, coping és reziliencia korai serdülőkorban. Iskolakultúra, 22(9), 24–33.
Putnam, F. W. (2006). The impact of Trauma on child development. Juvenile and Family Court Journal, 57(1), 1–11. https://doi.org/10.1111/j.1755-6988.2006.tb00110.x.
Refaeli, T., & Achdut, N. (2022). Perceived poverty, perceived income adequacy and loneliness in Israeli young adults: Are social capital and neighbourhood capital resilience factors? Health & Social Care in the Community, 30(2), 668–684.
Revilla, J. C., Martín, P., & De Castro, C. (2018). The reconstruction of resilience as a social and collective phenomenon: Poverty and coping capacity during the economic crisis. European Societies, 20(1), 89–110.
Ross, N., Gilbert, R., Torres, S., Dugas, K., Jefferies, P., McDonald, S., et al.. (2020). Adverse childhood experiences: Assessing the impact on physical and psychosocial health in adulthood and the mitigating role of resilience. Child Abuse & Neglect, 103, 104440.
Rózsa, S., & Kő, N. (2015). Strengths and Difficulties Questionnaire (SDQ) pedagógiai diagnosztikai eszköz hazai adaptációja és szakemberek felkészítése a teszt használatára. Kutatási Jelentés. Educatio Társadalmi Szolgáltató Nonprofit Kft.
Ruvalcaba-Romero, N. A., Gallegos-Guajardo, J., & Villegas Guinea, D. (2014). Validation of the resilience scale for adolescents (READ) in Mexico. Journal of Behavior, Health & Social Issues, 6(2), 21–34. https://doi.org/10.5460/jbhsi.v6.2.41180.
Sagone, E., & De Caroli, M. E. (2014). Relationships between psychological well-being and resilience in middle and late adolescents. Procedia Social and Behavioral Sciences, 141, 881–887.
Sameroff, A. J. (2000). Developmental systems and psychopathology. Development and Psychopathology, 12, 297–312.
Samuels, P. (2017). Advice on exploratory factor analysis.
Schwarzer, R., & Warner, L. M. (2013). Perceived self-efficacy and its relationship to resilience. In Resilience in children, adolescents, and adults (pp. 139-150). Springer, New York, NY.
Sciaraffa, M. A., Zeanah, P. D., & Zeanah, C. H. (2018). Understanding and promoting resilience in the context of adverse childhood experiences. Early Childhood Education Journal, 46(3), 343–353.
Stratta, P., Riccardi, I., Di Cosimo, A., Cavicchio, A., Struglia, F., Daneluzzo, E., et al.. (2012). A validation study of the Italian version of the Resilience Scale for Adolescents (READ). Journal of Community Psychology, 40, 479–485. https://doi.org/10.1002/jcop.20518.
Szabó, D. F. (2017). A reziliencia értelmezésének lehetőségei: Kihívások és nehézségek. Magyar Pszichológiai Szemle, 72(2), 247–262.
Szabó Hangya, L., Jámbori, S., Gál, Z., Kasik, L., & Fejes, J. B. (2019). Serdülők és fiatal felnőttek identitása az önértékelés és a társas támogatás függvényében. Iskolakultúra, 29(6), 36–48.
Szokolszky, Á., & V. Komlósi, A. (2015). A „reziliencia-gondolkodás” felemelkedése – ökológiai és pszichológiai megközelítések. Alkalmazott Pszichológia, 15(1), 11–26.
Turi, E., Gervai, J., Áspán, N., Halász, J., Nagy, P., & Gádoros, J. (2013). A Képességek és Nehézségek Kérdőív (SDQ-Magy) validálása serdülőkorú klinikai populációban. Psychiatria Hungarica, 28(2), 165–179.
Ungar, M. (2013). Resilience, trauma, context, and culture. Trauma, Violence, & Abuse, 14(3), 255–266.
Ungar, M. (2016). Varied patterns of family resilience in challenging contexts. Journal of Marital and Family Therapy, 42(1), 19–31.
Vargha, A., Zábó, V., Török, R., & Oláh, A. (2020). A jóllét és a mentális egészség mérése: A mentális egészség teszt. Mentálhigiéné És Pszichoszomatika Mental, 21(3), 281–322.
Vazsonyi, A. T. (2003). Parent-adolescent relations and problem behaviors: Hungary, the Netherlands, Switzerland, and the United States. Marriage and Family Review, 35, 161–187.
Von Soest, T., Mossige, S., Stefansen, K., & Hjemdal, O. (2010). A validation study of the resilience scale for adolescents (READ). Journal of Psychopathology and Behavioral Assessment, 32, 215–225. https://doi.org/10.1007/s10862-009-9149-x.
Werner, E. (2012). Risk, resilience, and recovery. Reclaiming Children and Youth, 21(1), 18.
Wilmshurst, L., Peele, M., & Wilmshurst, L. (2011). Resilience and well-being in college students with and without a diagnosis of ADHD. Journal of Attention Disorders, 15(1), 11–17.
Wingo, A. P., Wrenn, G., Pelletier, T., Gutman, A. R., Bradley, B., & Ressler, K. J. (2010). Moderating effects of resilience on depression in individuals with a history of childhood abuse or trauma exposure. Journal of Affective Disorders, 126(3), 411–414.
Zimet, G. D., Dahlem, N. W., Zimet, S. G., & Farley, G. K. (1988). The multidimensional scale of perceived social support. Journal of Personality Assessment, 52(1), 30–41.
Zimmerman, M. A., Stoddard, S. A., Eisman, A. B., Caldwell, C. H., Aiyer, S. M., & Miller, A. (2013). Adolescent resilience: Promotive factors that inform prevention. Child Development Perspectives, 7(4), 215–220. https://doi.org/10.1111/cdep.12042.
Melléklet
Serdülő Reziliencia Kérdőív (READ-H)
Kérjük, jelöld meg minden állításnál, hogy milyen mértékben volt jellemző rád az adott kijelentés az elmúlt hónapban!
| Egyáltalán nem értek egyet | Többnyire nem értek egyet | Egyet is értek és nem is | Többnyire egyetértek | Teljesen egyetértek | |
| 1. Ha keményen dolgozom, akkor elérem a céljaimat. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 2. Akkor tudom a legtöbbet kihozni magamból, ha világosak a céljaim. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 3. Vannak olyan barátaim vagy családtagjaim, akik bátorítanak. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 4. Elégedett vagyok az eddigi életemmel. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 5. A családomban egyformán vélekedünk arról, hogy mik a fontos dolgok az életben. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 6. Könnyen elérem, hogy kellemesen érezzék magukat körülöttem az emberek. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 7. Tudom, hogyan érjem el a céljaimat. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 8. Mindig tervet készítek, ha új dolgokba kezdek. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 9. A barátaimmal mindig összetartunk. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 10. Jól érzem magam a családommal. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 11. Könnyen barátkozom. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 12. Ha érzem, hogy nem lehet bizonyos dolgokon változtatni, akkor nem aggódom miattuk. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 13. Jól be tudom osztani az időmet. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 14. Vannak olyan barátaim vagy családtagjaim, akik tényleg törődnek velem. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 15. A családomban a legtöbb dologban egyetértünk. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 16. Könnyen megtalálom a közös hangot új emberekkel. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 17. Hiszek a képességeimben. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 18. A családunkban vannak szabályok, amelyek leegyszerűsítik a hétköznapokat. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 19. Szükség esetén mindig van valaki, akire számíthatok. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 20. Amikor több lehetőség közül kell választanom, majdnem mindig tudom, hogy mi a megfelelő számomra. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 21. A családom pozitívan tekint a jövőbe még akkor is, ha valami szomorú dolog történik. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 22. Mindig tudok valami szórakoztatót, amiről lehet beszélgetni. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 23. A magamba vetett hit átsegít a nehézségeken. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 24. A családomban támogatjuk egymást. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 25. Mindig tudok valami vigasztalót mondani, amikor mások szomorúak. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 26. Amikor a dolgok rosszra fordulnak, képes vagyok megtalálni a módját, hogy a legjobbat hozzam ki a helyzetből. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 27. A családommal szeretjük együtt tölteni az időt. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 28. Vannak olyan barátaim/családtagjaim, akik megbecsülnek engem. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
Értékelés:
Családi összetartás: 5, 10, 15, 18, 21, 24, 27
Társas támogatás: 3, 9, 14, 19, 28
Szociális kompetencia: 6, 11, 16, 22, 25
Magabiztosság: 4, 12, 17, 20, 23, 26
Céltudatosság: 1, 2, 7, 8, 13
A teljes kérdőív értékelése az egyes tételeknél jelölt válaszok átlagolásával történik. Az alskálák külön-külön is értelmezhetők, a jelölt értékek átlagolásával. Fordított tételt nem tartalmaz.