Abstract
Háttér és célkitűzések
Az egyre növekvő kulturális diverzitás következtében az utóbbi évek nemzetközi és hazai tudományos irodalma egyre több figyelmet fordít az interkulturális kompetencia mérési és fejlesztési feladataira a gyógyításban. Jelen vizsgálatban célunk az Interkulturális Érzékenység Skála magyar változatának pszichometriai vizsgálata orvostan- és pszichológushallgatók körében, feltárva emellett az empátiával való konvergens validitását és a skálán különböző demográfiai változók mentén megjelenő különbségeket és együtt járásokat.
Módszer
A kvantitatív, keresztmetszeti vizsgálatban 396 magyar, gyógyító szakmára készülő hallgató demográfiai és Interkulturális Érzékenység Skála, valamint Interperszonális Reaktivitás Index adatait elemeztük. Az eredeti 5 faktoros kérdőívstruktúra érvényességi és megbízhatósági vizsgálatai mellett korreláció, független mintás t-próba, egyutas ANOVA teszteket és lineáris regressziót alkalmaztunk.
Eredmények
Az eredeti skála nem mutatott megfelelő és érvényes illeszkedést magyar mintán, helyette egy alternatív, rövidített, 3 faktoros struktúra bizonyult a legjobban illeszkedőnek, elfogadható vagy jó belső megbízhatósági mutatókkal. Eredményeink szerint a nyelvismeret és az empátia két dimenziója jelentős bejóslója az interkulturális érzékenységnek: a perspektívafelvétel pozitívan, a személyes distressz pedig fordított irányban jelezte azt előre.
Következtetések
Egy olyan magyar nyelvre adaptált mérőeszközt alakítottunk ki, mely megbízhatóan méri a magyar gyógyító szakmára készülők interkulturális érzékenységét. E készség fejlesztése napjainkban az egészségügyi képzések fontos feladata. A hallgatók nyelvtanulásának, kultúrközi tapasztalatszerzésének és empátiafejlesztésének támogatása mellett az interdiszciplináris és interkulturális felépítésű gyógyítói tanuló- vagy kutatócsoportok igen hasznos együttműködésének irányába mutatnak a jelen kutatás eredményei.
Abstract
Background and objectives
In the last few years due to the growing cultural diversity, the international and Hungarian scientific literature pays more and more attention to the assessment and development of intercultural competence in health sciences. In the present study our aim is to examine the psychometric properties of the Hungarian version of the Intercultural Sensitivity Scale among medical and psychology students. In addition, we test convergent validity with the Interpersonal Reactivity Index, and we test the differences and interactions on the scale along demographic variables (such as age, gender, faculty, experiences abroad or spoken languages).
Method
In the quantitative, cross-sectional study, we analysed the data of 396 Hungarian students preparing for healing professions. Besides the validity and reliability tests of the original 5-factor questionnaire structure, we performed correlations, independent-sample t-tests, one-way ANOVA tests, and linear regression too.
Results
The original scale did not show suitable and valid fit indices on the Hungarian sample, instead an alternative abbreviated 3-factor questionnaire structure showed the best fit with acceptable or good internal reliability indicators and convergent validity. According to our results the number of foreign languages spoken, and two dimensions of empathy are significant predictors of intercultural sensitivity: perspective-taking positively predicted intercultural sensitivity, while personal distress negatively predicted it.
Conclusions
We have developed an instrument adapted to Hungarian language, which reliably measures the intercultural sensitivity of those who preparing for healing professions. Developing this skill is an important tasks of health professions' education nowadays. In addition to supporting students' language learning and intercultural experiences, the results of the present study may point out the usefulness of empathy development and interdisciplinary or intercultural collaboration of healthcare students and research groups.
Bevezetés
Interkulturális kompetencia és érzékenység az egészségügyben
A világszerte felgyorsuló globalizációs folyamatok és technológiai fejlődés következtében egyre inkább érintkeznek a különböző népek, vallások és civilizációk. A kulturális diverzitás következtében növekvő tendenciát mutat az ez irányú kutatások száma, nő a más kultúrákkal kapcsolatos magasabb szintű megértésre, érzékenységre és kompetenciára való igény (Chen, 1997; Fülöp, 2009; Pop és mtsai, 2012; Valero-Garcés, 2014). A kulturális különbségek kommunikációs gátakat és egyéb kihívásokat eredményezhetnek a gyógyító-beteg kapcsolatban is, így például a diagnózis és a kezelési terv közös meghatározásában (Johnson és mtsai, 2004; Obeng és mtsai, 2015; Valero-Garcés, 2014; Van Wieringen és mtsai, 2002).
A kihívások kezelésére 2015-ben az Egészségügyi Világszervezet „Menekültek és migránsok egészsége” címmel csúcstalálkozót szervezett, melynek záródokumentuma felhívja a tagországok figyelmét az érzékeny egészségügyi ellátórendszerek kialakításának fontosságára, amely figyelembe veszi a kulturális, vallási és nyelvi sokszínűséget (WHO, 2015). Megvalósításához elengedhetetlen, hogy az egészségügyi területen tanulók és dolgozók sikeresen helyt tudjanak állni interkulturális helyzetekben. A menekültek mellett a hazai etnikai, vallási vagy más (pl. szexuális) kisebbségek ellátása során is szükség van erre a képességre, ahogyan a hazai felsőoktatásban tanuló külföldi hallgatók oktatása, támogatása és a nemzetközi kutatócsoportok együttműködései során is (Garrison és mtsai, 2016; Marek és Németh, 2020; Nguyen Luu, 2019).
Az utóbbi évek nemzetközi tudományos irodalmában épp ezért egyre több közlemény fordítja a figyelmet az interkulturális kompetencia (Intercultural Competence – IC) kiemelt szerepére az egészségügyi ellátás során, hiszen e kompetencia összefügg a szakemberek és pácienseik szorongásával és stresszével, kommunikációjukkal, elégedettségükkel, szakmai fejlődésükkel és a betegellátás minőségével is (Altshuler és mtsai, 2003; Betancourt, 2006; Gibson és Zhong, 2005; Giger és mtsai, 2007; Hagqvist és mtsai, 2020; Rothlind és mtsai, 2018; Ulrey és Amason, 2001). A szakirodalomban jelenleg nincs egységes IC-definíció, használata erősen tudományterület- és kontextusfüggő (Marek és Németh, 2020). Elmondható azonban, hogy elsősorban nem a más kultúrákkal kapcsolatos részletes ismeretek megszerzése, hanem inkább a személyes érintkezés során kialakuló szociális, személyiségbeli, kommunikatív és cselekvési kompetenciák a hangsúlyosak (Carter és Klugman, 2001; Hyun, 2008; Paasche-Orlow, 2004). Pop és munkatársai (2012) magyarországi ápolókat vizsgáló felmérésükben azt a meghatározást veszik alapul, miszerint az IC egy képesség arra, hogy erőforrásainkat (érzéseinket, készségeinket, ismereteinket) mobilizálva helytálljunk az interkulturális helyzetekben.
Meghatározásuk követi az 1996-ban, Chen és Starosta alkotta IC modellt, mely szerint e kompetenciának három összetevője van: kognitív, affektív és viselkedéses. A kognitív komponens az interkulturális tudatosságot jelöli, amely a különböző kultúrák változatosságának magasabb fokú megértését és a saját identitással kapcsolatos kiforrottabb tudást jelenti. Az érzelmi komponens az interkulturális érzékenységben (Intercultural Sensitivity – IS) nyilvánul meg, a viselkedéses komponens pedig magának a kommunikációs készségnek feleltethető meg. Ezek különálló, mégis szorosan összekapcsolódó fogalmak (Chen és Starosta, 1996; Chen, 1997). Chen (1997) kiemeli az IS-t (az affektív komponenst) mint létfontosságú elemet, mivel az interkulturális tudatosság folyamatát az IS felerősítheti és tompíthatja is. Ha egy személy nem mutat pozitív érzelmeket a kulturális hasonlóságok és különbségek megértése, tiszteletben tartása és megtanulása iránt, akkor a kultúrák közötti tudatosság nehezen elérhető, így az IC is. Chen (1997) tehát a sikeres interkulturális kommunikáció legfontosabb tényezőjének az affektív komponenst, az IS-t tartja, amely a jelen vizsgálat fókuszában is áll. Az IS-t az egyén arra irányuló képességének tekinti, hogy az illető pozitív érzésekkel viszonyuljon és motivált legyen más kultúrák megértése, értékelése és elfogadása iránt. Több szerző egyetért abban, hogy e komponens (IS) szoros kapcsolatban áll és meghatározója a magasabb szintű IC-értékeknek (Chen és Starosta, 1996; Chen, 1997; Hammer és mtsai, 2003).
Chen és Starosta (1996) az interkulturális érzékenység hat alappillérét nevezik meg. Az önbecsülést, az önmonitorozást, a nyitottságot, a bevonódást, az ítéletmentességet és az empátiát. A gyógyítás során az utóbbi szerepe kiemelkedő, hiszen egy empatikus kezelő finomabban képes érzékelni a páciense állapotának változásait, a felmerülő problémákat megoldani és együttműködésre serkenteni (Buda, 1993).
Az empátia egy komplex multidimenzionális konstruktum, melynek mind kognitív, mind affektív komponensei vannak, így Davis (1980) az empátia mérésére kialakította a 4 alskálát elkülönítő Interperszonális Reaktivitás Indexet (IRI). A Fantázia tételek az azonosulási tendenciát mérik karakterekkel. A Perspektíva-felvételi tételek arra a képességre reflektálnak, hogy a személy mennyire képes befogadni egy másik személy nézőpontját. Az Empátiás törődés tételei arra vonatkoznak, hogy valaki mennyire tapasztal melegséget, részvétet és aggodalmat más iránt, amikor az negatív tapasztalatokat szenved el. Végül a Személyes distressz tételei diszkomfortérzéssel és szorongással járó válaszérzelmeket jelenítenek meg, ha az egyén tanúja mások negatív tapasztalatainak. A Fantázia és a Perspektíva-felvétel alskálák képviselik a kognitív oldalt, ahogy az affektív oldalt a Személyes distressz és az Empátiás törődés.
Az empatikusabb személyek pontosabban tudják felmérni mások belső állapotát, jobban képesek érzelmeiket kifejezni, aktívan figyelni és megérteni egy interkulturális kommunikációs szituációt (Davis, 1983). Alátámasztja mindezt, hogy a magasabb empátiára való hajlam (különösen a Perspektíva-felvétel) több tanulmányban szignifikáns, pozitív együtt járást mutat az erősebb interkulturális érzékenységgel (Chen és Starosta, 2000; Ekong és mtsai, 2017; Menardo, 2017).
A nemzetközi és hazai szakirodalom már számos esetben felhívta a figyelmet az IC és IS fejlesztésének szükségességére az egészségügyi képzésben, ami része lehet a felsőoktatási tantervnek vagy célzott tréningeknek is (Brislin és Horvath, 1997; Faubl és Wusching, 2017; Leyerzapf és Abma, 2017; Marek és Németh, 2020; Nguyen Luu, 2019; Pop és mtsai, 2012; Zhang és Zhou, 2019). Az IS fejlettségében szerepe lehet az egyén nemének, empátiájának, interkulturális tapasztalatainak és nyelvi kompetenciájának, ezek mellett ugyanakkor kombinált didaktikus és gyakorlatias, célzott tréningekkel fejlődés érhető el az IS területén (Altshuler és mtsai, 2003; Chen, 1997; Gibson és Zhong, 2005; Nguyen Luu, 2019; Williams, 2005).
Részben az IC fejlesztését célozza meg az az Erasmus+ nemzetközi oktatásfejlesztő projekt is, melybe a jelen vizsgálat is illeszkedik (Medical Education on Medically Unexplained Symptoms and Intercultural Communication – MUSIC). A Szegedi Tudományegyetem, a Rotterdami Egyetem és a Genti Egyetem részvételével zajló kutatás és fejlesztés célja, hogy hatékonyabban felkészíthesse az európai orvosokat a mindennapi klinikai találkozásokra gyakran etnikai kisebbségi vagy bevándorló hátterű, orvosilag nem magyarázott tünetekkel (Medically Unexplained Symptoms – MUS) rendelkező páciensekkel. MUS-ról beszélhetünk olyan fennálló testi tünetek esetén, amikor szomatikus és/vagy a pszichiátriai patológiák adekvátan kizárhatóak (pl. fejfájás, hátfájás, emésztési problémák). Többségük megszűnik, de fennállhatnak akár több mint egy évig is, és krónikus szomatikus szindrómákká válhatnak (pl. krónikus fájdalom szindróma/irritábilis bélszindróma) (Weiland és mtsai, 2015). A nem nyugati származású vagy menekült hátterű személyeknél, etnikai kisebbségeknél magasabb lehet a MUS megjelenési gyakorisága, a kezelés során kiemelten fontos a kulturális szempontok szem előtt tartása (Löwe és Gerloff, 2018; Rohlof és mtsai, 2014; Verhaak, 2006). A projekt fejlesztéseinek megvalósításához először a helyi gyógyító szakmára készülő hallgatók szükséglet- és állapotfelmérése szükséges, melyen belül kiemelt jelentőségű az IS vizsgálata érvényes és megbízható mérőeszköz segítségével.
Az Interkulturális Érzékenység Skála nemzetközi validálási tapasztalatai
Chen és Starosta 2000-ben fejlesztették ki és validálták először amerikai egyetemista hallgatók mintáján az Interkulturális Érzékenység Skálát (Intercultural Sensitivity Scale – ISS). Az ISS egy 24 tételből és öt alskálából álló mérőeszköz, mely együttes megmagyarázott varianciája 37,3% volt, az egyes tételek faktorsúlyai minimum 0,5-es szintet értek el, és a skála belső megbízhatósági együtthatója 0,86 volt (Chen és Starosta, 2000). Később kelet-kínai, iráni, amerikai, németországi, maláj és indiai mintákon is validálták a kérdőívet. Az öt kutatásról általánosságban elmondható, hogy a mintaelemszámok 200 és 447 egyetemista hallgató közt mozogtak, és a nők nagyobb arányban voltak jelen a mintákban (Fritz és mtsai, 2001, 2005; Moradi, 2020; Tamam, 2010; Wang és Zhou, 2016).
Fritz és munkatársai (2001) német mintán először az eredeti faktorstruktúra megjelenését ellenőrizték megerősítő faktorelemzéssel (Confirmatory Factor Analysis – CFA), ami támogatta az eredeti öt faktor jelenlétét, ugyanakkor kizárták a 23-as és 24-es tételeket. Az alskálák belső megbízhatósági értékei megközelítették és/vagy felülmúlták a kívánt 0,6-os határértéket, a modell illeszkedési mutatói elfogadhatónak bizonyultak a német mintán. Moradi (2020) iráni mintán találta érvényesnek és megbízhatónak a skálát. Wang és Zhou (2016) pedig az ISS rövidített, kínai változatának megalkotása céljából alkalmazott CFA-t, megtartva az eredeti öt faktort, ám csak a legnagyobb faktorsúllyal rendelkező három tételt hagyták bennük az alskálák megbízhatósága érdekében. Az eredmények alapján az eredeti verzió gyenge, a rövid forma jobb modellilleszkedési értékekkel bírt. Az alskálák belső megbízhatóságai pedig mind 0,6 felettiek voltak, a skála rövidsége ellenére kielégítő megbízhatóságot és érvényességet mutatott.
Ezekkel szemben kevésbé validnak és megbízhatónak találta az 5 faktoros eredeti ISS-t a következő három tanulmány. Fritz és munkatársai (2005) egy replikációs tanulmányt végeztek amerikai és német minta bevonásával, egy 22 tételes és egy 13 tételes modell létrehozásával. A CFA-val vizsgált 5 faktor belső megbízhatósági értékei 0,50 és 0,77 között mozogtak, és több illesztési probléma is megjelent. A diszkriminációs validitás többségében meghiúsult, és a globális illeszkedési értékek nem erősítették meg a modell érvényességét. Ehhez hasonlóan Tamam (2010) a skála maláj kultúrában való alkalmazhatóságának vizsgálatakor szintén a modell gyenge illeszkedését találta CFA segítségével. A skála faktorelemzésre alkalmasnak bizonyult, és a feltáró faktorelemzés (Exploratory Factor Analysis – EFA) négy faktor jelenlétét mutatta, a scree plot ábra alapján pedig egy 3 faktoros modell rajzolódott ki. Négy tétel elhagyásával, az első faktorba 7 tétel tartozott, a másodikba 8, a harmadikba pedig 5. Az alskálák a Cronbach-alfa-értékeik alapján megbízhatónak bizonyultak (0,86, 0,90 és 0,85). Az első faktor az Interakciós figyelmesség és tisztelet elnevezést kapta. A második az Interakciós nyitottság, a harmadik pedig az Interakciós magabiztosság volt. Végül Wu (2015) tajvani mintán, mind EFA, mind CFA alkalmazásával egy 4 faktoros, 13 tételes, adott kultúrához megfelelő illeszkedést mutató, alternatív modellt és mérőeszközt hozott létre.
Jelen vizsgálatban célunk magyar egyetemi (elsősorban orvostan- és pszichológus-) hallgatók mintáján megvizsgálni az ISS eredeti faktorstruktúrájának illeszkedését, megbízhatóságát és konvergens validitását (az IRI-vel), feltárva emellett a nemek, életkor, szakok, évfolyamok, külföldi élettapasztalatok és nyelvismeret mentén megjelenő különbségeket és együtt járásokat az ISS és alskálái vonatkozásában.
Módszer
Minta és eljárás
Az adatgyűjtés kvantitatív kérdőíves vizsgálattal zajlott 2019 májusa és márciusa között, illetve 2020 februárja és áprilisa közt, online (Google Űrlapok) és papír-ceruza kitöltéssel, elsősorban a Szegedi Tudományegyetem orvostanhallgatói és pszichológia szakos hallgatói körében. A végleges minta 504 kitöltőből áll (átlagéletkor: 22,5 év, SD = 3,14), 357 nő (70,8%) és 147 férfi (29,2%) részvételével. A 399 magyar/határon túli magyar kitöltő mellett 105 hazánkban tanuló nemzetközi (legnagyobb részt német [22%] és iráni [22%]) egyetemi hallgató is képviselte magát a mintában. A mintavétel hozzáférési alapon zajlott, és fontos megjegyezni, hogy mindkét mérési időszakban, az 1–3. évfolyam hallgatói, a nők és az orvostanhallgatók jelentősen magasabb arányban töltötték ki a kérdőívet, mint a 3–6. évfolyam hallgatói, a férfiak és a pszichológus- (vagy egyéb gyógyító hivatásra készülő) hallgatók.
Az ISS validitásának magyar mintán való vizsgálata céljából az imént leírt teljes minta magyar almintáján (n = 399) végeztük elemzéseinket. Az ISS összesítő skálán megvizsgáltuk a normalitás feltételét, hisztogramot, Kolmogorov–Smirnov-próbát, Steam-and-leaf és Boxplot ábrát készítettünk. Ránézésre a minta az ISS főskála változóján illeszkedett a normál eloszláshoz, a Kolmogorov–Smirnov-próba azonban szignifikáns lett (K-S[399]) = 0,056; p = 0,005), amiből arra következtethetnénk, hogy a mintán nem teljesül a normalitás előfeltétele. Ugyanakkor ilyen nagyságú mintaelemszámnál a K-S-teszt érzékeny a hamis pozitív torzításra. A magas elemszám egyúttal lehetővé teszi a központi határeloszlás tételének alkalmazását, így ennek alapján a statisztikai próbákban paraméteres eljárásokat végeztünk. A Boxplot ábra rámutatott három karakteresen kilógó értékű kitöltőre, akiket a további vizsgálatokból kizártunk, így 396 magyar hallgató adataival dolgoztunk tovább, akik közül 5 fő nem adott meg bizonyos demográfiai adatokat, így 391 résztvevőről mutat be az 1. táblázat részletes jellemzést.
A résztvevők egyetemi szak, nem és évfolyam szerinti megoszlása
| Orvostanhallgatók | Pszichológushallgatók | Egyéb hallgatók* | |||||
| Nő | Férfi | Nő | Férfi | Nő | Férfi | Össz. | |
| Elsőéves | 5 | – | 18 | 6 | 1 | 1 | 31 |
| Másodéves | 59 | 27 | 19 | 7 | 3 | – | 115 |
| Harmadéves | 58 | 23 | 25 | 5 | 1 | – | 112 |
| Negyedéves | 42 | 17 | 19 | – | 1 | 1 | 80 |
| Ötödéves | 5 | 3 | 32 | 2 | – | 1 | 43 |
| Hatodéves | 10 | – | – | – | – | – | 10 |
| Össz. | 179 | 70 | 113 | 20 | 6 | 3 | 391 |
Megjegyzés: * Gyógyszerész/Ápoló/Gyógytornász/Gyógypedagógus hallgatók.
A 396 magyar résztvevő közül 92 hallgató (23,2%) egy idegen nyelvet beszél az anyanyelvén kívül, 251 hallgató (63,4%) kettőt, 51 hallgató hármat (12,9%) és 1-1 hallgató (0,6%) négyet, illetve ötöt. Meghatározóan angol, francia, német és spanyol nyelvismerettel rendelkeznek a résztvevők.
A kitöltők 80,3%-a (318 fő) még nem élt huzamosabb ideig (több mint 3 hónapig) külföldön. 15,7%-uk (62 fő) egy alkalommal már élt külföldön, 3,3%-uk (13 fő) két alkalommal, 0,8%-uk (3 fő) pedig már három alkalommal szerzett külföldön élettapasztalatokat.
Eszközök
A jelen ISS validáló tanulmány egy nagyobb nemzetközi kutatás (a korábban említett MUSIC projekt) része, mely során egy tesztbattéria segítségével az ISS-en kívül több egyéb kérdőíves adatfelvétel is zajlott. A tesztbattéria jelen vizsgálat szempontjából releváns részei a demográfiai adatok szakasza és az ISS és az IRI voltak (Chen és Starosta, 2000; Davis, 1980).
Az ISS magyarra fordítása korábban még nem történt meg, így először két munkatárs által történt egy-egy magyarra fordítás. Ezután egy független harmadik szerző elvégezte a két fordítás összehasonlítását és egyeztetését, végül egy negyedik munkatárs a visszafordítást. A visszafordítás és az eredeti változat összehasonlítása nyomán készült el a végső változat (ISS-H) (ld. 1. melléklet). A demográfiai alapadatok az életkorra, nemre, egyetemre, egyetemi évfolyamra, szakra, nemzetiségre, beszélt nyelvek számára és arra kérdeznek rá, hogy a vizsgálati személy hány alkalommal élt már huzamosabb ideig (több mint 3 hónapig) külföldi országban. Az ISS eredetileg 24 tételből áll (9 fordított), és a szerzők öt faktort különítenek el benne (lásd 1. melléklet). Ezek a faktorok: az Interakciós elköteleződés (7 tétel), a Kulturális különbségek tisztelete (6 tétel), az Interakciós magabiztosság (5 tétel), az Interakciós élvezet (3 tétel) és az Interakciós figyelmesség (3 tétel) (Chen és Starosta, 2000). A vizsgálati személyeknek egy 5 fokozatú Likert-skálán kell jelölniük, hogy az adott tétel állításával milyen mértékben értenek egyet. Az 1-es érték jelentése „egyáltalán nem értek egyet”, az 5-ös pedig „teljesen egyetértek”.
A konvergens validitás tesztelése érdekében az empátiás készség mérésére szolgáló Interperszonális Reaktivitás Index (IRI) mérőeszközt is felhasználtuk elemzéseinkhez (Davis, 1980; Kulcsár, 1998). Tételei a korábban említett 4 alskálába sorolhatók, mindhez 7 tétel tartozik, így a kérdőív összesen 28 tételből áll, és ebből 9 fordítottan mér. A vizsgálati személyeknek egy 5-fokozatú Likert-skálán kell jelölniük, hogy az adott tétel állítása milyen mértékben jellemző rájuk. A 0-ás érték jelentése „egyáltalán nem jellemző rám”, a 4-es érték jelentése pedig „nagyon jellemző rám”.
Statisztikai elemzés
A nyert adatok feldolgozása az IBM SPSS Statistics és a JASP statisztikai program alkalmazásával történt. A leíró statisztika, belső megbízhatóság, érvényesség, korreláció, független mintás t-próba, egyutas ANOVA és lineáris regresszió vizsgálatait az SPSS segítségével végeztünk, a megerősítő és feltáró faktoranalízist pedig a JASP segítségével. Az eredmények bemutatása során a szignifikancia p < 0,05 határértékkel értelmezett.
Etikai vonatkozások
Az Egyesített Pszichológiai Kutatásetikai Bizottság (EPKEB) engedélyével (referenciaszám: 2020/07) zajlott a vizsgálat, önkéntes és anonim módon. A kérdőív első szakaszában a résztvevők tájékoztató beleegyező nyilatkozatot kaptak, mely elfogadását a papíralapú kérdőívek kitöltésével és az adatfelvételt végző munkatársnak való benyújtása révén fogadhattak el, valamint az online kérdőív esetén annak beküldésével.
Eredmények
A Chen és Starosta-féle ötfaktoros modell strukturális érvényességét és belső megbízhatóságát vizsgáltuk magyar, gyógyító szakmára készülő hallgatók mintáján. Ennek tesztelésére elsőként CFA-t végeztünk, amely illeszkedési mutatói alapján az eredeti ötfaktoros modell nem mutatott megfelelő mértékű illeszkedést a magyar mintán (χ2[242] = 799,4; p < 0,001; CFI = 0,853; TLI = 0,833; NFI = 0,804; RMSEA = 0,076; SRMR = 0,075).
A főskála belső megbízhatósági (Cronbach-alfa) értéke 0,895 volt. Az Interakciós elköteleződés alskála Cronbach-alfa-értéke 0,758, a Kulturális különbségek tisztelete alskáláé 0,736, az Interakciós magabiztosságé 0,862, az Interakciós élvezeté 0,746, az Interakciós figyelmességé pedig 0,653. Minden skála elérte a kívánt legalább 0,6-os belső megbízhatósági értéket. Ezek esetleges további javítása és a validitás megfelelőbb illeszkedési mutatóinak elérése céljából EFA-val tártuk fel a kérdőív faktorstruktúráját, és egy jobban illeszkedő, alternatív modellel dolgoztunk tovább.
Az EFA alapján a változórendszer alkalmas a faktoranalízisre, a Kaiser–Meyer–Olkin-index (KMO-index) megfelelő értéket vesz fel (KMO = 0,915), így a változórendszer hátterében joggal tételezhetők fel látens változók. A faktoranalízis során az 1. ábrán (lejtődiagram) is látható, hogy a parallel elemzés nyomán három faktor megléte valószínűsíthető. Az első faktor sajátértéke 7,427, a második faktoré 3,245, a harmadik faktoré pedig 1,552 (1. ábra).
Az ISS feltáró faktorelemzésének lejtődiagramja
Citation: Magyar Pszichológiai Szemle 78, 1; 10.1556/0016.2022.00044
A feltáró faktoranalízis során létrejött három faktor faktorsúlyainak rotáció utáni értékei alapján interpretálhatók a létrejövő faktorok, és további CFA-k segítségével ennek illeszkedése ellenőrizhető és továbbfejleszthető jobban illeszkedő alternatív modellekké. Felhasználva az EFA tételstruktúráját, több alternatív modellt teszteltünk CFA-val. Az alábbiakban mutatjuk be a konkrét tételek helyét a modellek faktorstruktúrájában.
Az első modell CFA-ja során a tételeket abba a faktorba soroltuk, ahová az EFA szerint a legnagyobb faktorsúllyal számítanak. Így az első faktorba az 1, 3, 4, 5, 6, 9, 10, 12 és 15-ös tételeket, a másodikba a 8, 11, 13, 14, 16, 17, 19, 21, 23 és 24-es tételeket, a harmadik faktorba pedig a 2, 7, 18, 20, 22-es tételeket soroltuk. Ennek a modellnek az illeszkedése gyengének bizonyult (ld. 2. táblázat, 1. modell). Ezután kizártuk azokat a tételeket, melyek faktorsúlya nem érte el a 0,4-es határértéket, vagyis a 11-es tételt, ám ennek a modellnek az illeszkedése is gyengének bizonyult (ld. 2. táblázat, 2 modell). Végül kizártuk azokat a tételeket is, melyek több dimenzióhoz is 0,3 feletti abszolút értékkel töltöttek, és azokat, melyek esetén az alskálák között a faktorsúlyaik eltérése kisebb volt, mint 0,1 (1, 8, 9, 13, 22-es tétel). Ezen modell illeszkedési mutatói már közel elfogadhatók a magyar mintán (ld. 2. táblázat, 3. modell). Lezárásul, a modifikációs indexek alapján, a 3-as és 10-es tétel megfogalmazásában megjelenő hasonlóság okán, kovariancia beillesztésével finomítottunk a modellen, ami végül a leginkább elfogadható illeszkedést mutatta (ld. 2. táblázat, 4. modell).
Háromfaktoros alternatív modellek CFA illeszkedési mutatói
| 1. modell | 2. modell | 3. modell | 4. modell | |
| χ2 (df) | 893,301 (249) | 897,807 (227) | 339,002 (132) | 314,370 (131) |
| p | <0,001 | <0,001 | <0,001 | <0,001 |
| CFI | 0,831 | 0,824 | 0,917 | 0,926 |
| TLI | 0,812 | 0,804 | 0,903 | 0,914 |
| NFI | 0,781 | 0,778 | 0,871 | 0,881 |
| RMSEA | 0,081 | 0,085 | 0,063 | 0,059 |
| SRMR | 0,084 | 0,090 | 0,061 | 0,061 |
Megjegyzés: a modellek leírását ld. a szövegben.
A mintánkon leginkább érvényes modell egy alternatív, rövidebb mérőeszköz-változatot eredményezett, amely 3 alskálából és 18 tételből áll (2. ábra). Az új struktúra belső megbízhatósági értékei a következők: a teljes skála Cronbach-alfa-értéke 0,861, az 1. faktoré 0,892 (7 tétel), a 2. faktoré 0,759 (7 tétel) és 3. faktoré 0,696 (4 tétel). Az első faktorba az eredeti skála 3., 4., 5., 6., 10., 12. és 15. tétele sorolt, mely az interkulturális interakció közbeni Magabiztosság és énhatékonyság alskálájaként értelmezhető. A második faktorba a 14., 16., 17., 19., 21., 23. és 24. tétel sorolt, mely az interakció során a Bevonódás a kapcsolatba nevű alskálaként értelmezhető. Végül a harmadik faktorba a 2., 7., 18. és 20. tétel sorolt, mely az Előítéletmentes elfogadás alskálájaként értelmezhető, és fordított tételekkel mér. (Az új struktúrájú kérdőívet [ISS-H-18] ld. a 2. mellékletben).
A legerősebb illeszkedést mutató modell faktorstruktúrája
Citation: Magyar Pszichológiai Szemle 78, 1; 10.1556/0016.2022.00044
A konvergens validitás vizsgálata előtt az ISS-H-18 és IRI változóján normáleloszlás vizsgálatára került sor Kolmogorov–Smirnov-próba segítségével. Az IRI összesített főskála esetén teljesül a normalitás előfeltétele (Z[391] = 1,146; p = 0,145), ahogyan az ISS-H-18 összesített értékét tekintve is (Z[396] = 1,096; p = 0,181). E két változó együttjárásának vizsgálatára így Pearson-féle korrelációt alkalmaztunk. Alskáláik esetén azonban nem teljesült a normalitás előfeltétele, így esetükben Spearman-féle rangkorrelációkkal dolgoztunk. A 3. táblázat részletesen bemutatja eredményeinket. További (regressziós) vizsgálataink szempontjából kiemelendő, hogy az empátia kognitív komponensei (Fantázia és Perspetíva-felvétel alskála) szignifikáns, gyenge, pozitív irányú együtt járást mutatnak az interkulturális érzékenység összesített értékével, míg a Személyes distressz alskála szintén szignifikáns, gyenge, de negatív irányú kapcsolatot (lásd 3. táblázat).
Az ISS-H-18 konvergens validitás vizsgálata az empátiával
| IRI | ISS-H-18 | |||||
| Magabizt. | Bevon. | Előítéletme. | Össz. | |||
| Fant. | r | −0,035 | 0,261 | 0,156 | 0,113 | |
| p | 0,487 | <0,001 | 0,002 | 0,025 | ||
| N | 393 | 393 | 393 | 393 | ||
| Emp. tör. | r | −0,072 | 0,304 | 0,105 | 0,072 | |
| p | 0,156 | <0,001 | 0,036 | 0,155 | ||
| N | 395 | 395 | 395 | 395 | ||
| Persp. | r | 0,092 | 0,403 | 0,196 | 0,281 | |
| p | 0,069 | <0,001 | <0,001 | <0,001 | ||
| N | 395 | 395 | 395 | 395 | ||
| Szem. distr. | r | −0,362 | −0,028 | 0,015 | −0,272 | |
| p | <0,001 | 0,582 | 0,767 | <0,001 | ||
| N | 393 | 393 | 393 | 393 | ||
| Össz. | r | −0,155 | 0,321 | 0,180 | 0,053 | |
| p | 0,002 | <0,001 | <0,001 | 0,298 | ||
| N | 391 | 391 | 391 | 391 | ||
Megjegyzések: Magabizt. = Magabiztosság és énhatékonyság; Bevon. = Bevonódás a kapcsolatba; Előítéletme. = Előítéletmentes elfogadás; Össz. = Összesítés; Fant. = Fantázia; Emp. tör. = Empátiás törődés; Persp. = Perspektíva-felvétel; Szem. distr. = Személyes distressz.
A férfiak és nők csoportjának összesített ISS-átlagai összehasonlítására független mintás t-próbát használtunk. A varianciák egyenlőségének tesztelése során Levene-tesztet alkalmaztunk, és a két csoport varianciája nem különbözött jelentősen (F = 0,000, p = 0,988). Az ISS-átlagok közötti különbség a nők és férfiak csoportja esetén szignifikánsnak bizonyult (t[394] = 2,042, p = 0,042). A női átlag 90 pontból 74,33 (SD = 10,062), a férfi átlag 71,93 pont (SD = 9,676) volt. Az alskálák közül a Bevonódás a kapcsolatba és az Előítéletmentes elfogadás alskálákon jelent meg szignifikáns különbség, a nők magasabb átlagaival, míg a Magabiztosság és énhatékonyság alskálán nem jelent meg jelentős különbség a két nem átlagai között (ld. 4. táblázat).
Az alskálákon megjelenő nemi különbségek
| Nők | Férfiak | Levene-teszt | Független mintás t-próba | ||||||
| Alskálák | M | SD | M | SD | F | p | t | df | p |
| Magabizt. | 3,858 | 0,626 | 3,793 | 0,553 | 2,546 | 0,111 | 0,893 | 394 | 0,372 |
| Bevon. | 4,031 | 0,538 | 3,760 | 0,560 | 0,077 | 0,781 | 4,222 | 394 | <0,001 |
| Előítéletme. | 4,515 | 0,517 | 4,140 | 0,745 | 26,424 | <0,001 | 4,541 | 122 | <0,001 |
Megjegyzések: Magabizt. = Magabiztosság és énhatékonyság; Bevon. = Bevonódás a kapcsolatba; Előítéletme. = Előítéletmentes elfogadás.
A pszichológushallgatók és orvostanhallgatók csoportjainak összesített ISS-átlagait szintén független mintás t-próbával hasonlítottuk össze. A varianciák egyenlőségének tesztelésére Levene-tesztet alkalmaztunk, és a két csoport varianciája nem különbözött jelentősen (F = 0,447, P = 0,504). Az ISS-átlagok közötti különbség a pszichológusok és orvosok csoportja esetén a szignifikancia határához közel állt (t[380] = 1,898, p = 0,058). A pszichológus átlag 90 pontból 75,20 (SD = 9,808), az orvos átlag 73,18 pont (SD = 10,007) volt. Az alskálák vonatkozásában viszont jelentek meg szignifikáns különbségek, a Bevonódás a kapcsolatba és az Előítéletmentes elfogadás alskálákon a pszichológushallgatók jelentősen magasabb átlagaival, míg a Magabiztosság és énhatékonyság alskálán nem jelent meg szignifikáns különbség a szakok szerint (ld. 5. táblázat).
Az alskálákon megjelenő szakok szerinti különbségek
| Pszichológus | Orvos | Levene-teszt | Független mintás t-próba | ||||||
| Alskálák | M | SD | M | SD | F | p | t | df | p |
| Magabizt. | 3,880 | 0,604 | 3,831 | 0,609 | 0,096 | 0,757 | 0,741 | 380 | 0,459 |
| Bevon. | 4,119 | 0,508 | 3,890 | 0,562 | 0,604 | 0,437 | 3,909 | 380 | <0,001 |
| Előítéletme. | 4,640 | 0,428 | 4,320 | 0,652 | 22,430 | <0,001 | 5,777 | 364 | <0,001 |
Megjegyzések: Magabizt. = Magabiztosság és énhatékonyság; Bevon. = Bevonódás a kapcsolatba; Előítéletme. = Előítéletmentes elfogadás.
Az évfolyamok tekintetében az alapozó szakaszban lévő (1–3.) évfolyamok hallgatóinak (n = 254) ISS-átlagait hasonlítottuk össze a gyakorló szakaszban lévő (4–6.) évfolyamok hallgatóinak (n = 133) átlagaival, független mintás t-próbák segítségével. A varianciák egyenlőségének tesztelésére ismét Levene-tesztet alkalmaztunk, és a két csoport varianciája nem különbözött jelentősen (F = 2,284, p = 0,132). A két tanulmányi szakasz hallgatóinak átlagai között nem jelent meg szignifikáns különbség az ISS főskálán (t[385] = 1,063, p = 0,288), és az alskálákon sem jelentek meg jelentős különbségek.
Az életkor ugyanakkor szignifikáns, pozitív irányú, gyenge együtt járást mutatott az ISS főskálával (r[395] = 0,125, p = 0,013), az alskálák tekintetében pedig a Magabiztosság és énhatékonyság alskálával (r[395] = 0,155, p = 0,002). A külföldi élettapasztalatok mennyisége is szignifikáns, pozitív irányú, gyenge együtt járást mutatott az ISS főskálával (r[396] = 0,171, p = 0,001), az alskálák tekintetében pedig a Magabiztosság és énhatékonyság (r[396] = 0,176, p < 0,001), valamint az Előítéletmentes elfogadás (r[396] = 0,121, p = 0,016) alskálákkal is szignifikáns, pozitív irányú, gyenge együtt járása jelent meg. Végül pedig a beszélt nyelvek száma is szignifikáns, pozitív irányú, gyenge együtt járást mutatott mind az ISS főskálával (r[396] = 0,264, p < 0,001), mind a Magabiztosság és énhatékonyság (r[396] = 0,230, p < 0,001), a Bevonódás a kapcsolatba (r[396] = 0,213, p < 0,001) és az Előítéletmentes elfogadás (r[396] = 0,119, p = 0,017) alskálákkal is.
Alapul véve a korábbiakban leírt változók menti szignifikáns különbségeket és együtt járásokat, hatásuk pontosabb vizsgálata céljából többváltozós lineáris regresszióelemzést is végeztünk, ahol a függő változó az ISS főskálájának változója volt, a független változók pedig a korábbiakban leírt változók (azaz a nem, az életkor, a szakterület, a külföldi élettapasztalatok, a beszélt nyelvek és az empátia skála tekintetében a Fantázia, Perspektíva-felvétel és Személyes distressz alskálák). A modell szignifikánsnak bizonyult (F[8,376] = 14,357, MSE = 69,462, p < 0,001), az összes független változót tartalmazó regressziós modell jelentősen előrejelzi az interkulturális érzékenység főskála értékét. A független változók az interkulturális érzékenység főskála varianciájának 23,4%-át magyarázzák (R2 = 0,234, p < 0,001) és a modell magyarázó ereje a populációban R2Adj = 21,8% (ld. 6. táblázat). Legjelentősebben a beszélt nyelvek száma, valamint az empátia Perspektíva-felvétel és Személyes distressz alskálái jelzik előre az interkulturális érzékenység főskála értékeit. A szignifikancia határértékét megközelítő, de nem elérő, inkább tendenciózus összefüggésre utaló változók még a külföldi élettapasztalatok mennyisége és az empátia Fantázia alskálája. A szakterület, az életkor és a nem változója eredményeink szerint nem szignifikáns prediktora az interkulturális érzékenységnek.
Az interkulturális érzékenység skálára mint függő változóra számított regresszióanalízis eredményei
| Független változók | B | 95%CI | β | t | p |
| Beszélt nyelvek száma | 3,668 | [2,271; 5,066] | 0,243 | 5,161 | <0,001 |
| Külföldi élettapasztalatok | 1,534 | [–0,106; 3,173] | 0,089 | 1,839 | 0,067 |
| Szakterület | −0,839 | [–2,290; 0,613 | −0,055 | −1,136 | 0,257 |
| Életkor | 0,099 | [–0,185; 0,382] | 0,033 | 0,684 | 0,495 |
| Nem | −1,700 | [–3,745; 0,346] | −0,076 | −1,634 | 0,103 |
| IRI Fantázia | 0,161 | [–0,013; 0,335] | 0,091 | 1,820 | 0,070 |
| IRI Perspektíva-felvétel | 0,446 | [0,256; 0,635] | 0,224 | 4,629 | <0,001 |
| IRI Személyes distressz | −0,523 | [–0,710; −0,336] | −0,268 | −5,500 | <0,001 |
Megjegyzések: R2 = 0,234; F = 14,357, p < 0,001; CI = B konfidencia intervalluma.
Megbeszélés
Jelen vizsgálatban magyar, gyógyító hivatásra készülő egyetemi hallgatók – jellemzően orvostanhallgatók és pszichológushallgatók – mintáján feltártuk az ISS eredeti faktorstruktúrájának érvényességét és megbízhatóságát (Chen és Starosta, 2000). Megvizsgáltuk továbbá a nemek, szakok, évfolyamok, életkor, külföldi élettapasztalatok és nyelvismeret, valamint az empátiás készség mentén megjelenő különbségeket és együtt járásokat is.
Az eredeti ISS nem mutatott megfelelő és érvényes illeszkedést magyar mintán, helyette egy alternatív, rövidített, háromfaktoros struktúra bizonyult a leginkább érvényesnek és megbízhatónak.
A megerősítő faktorelemzés rámutatott, hogy bár az ISS elfogadható megbízhatósági mutatókkal bír magyar hallgatók mintáján, de nem mutat megfelelő és érvényes illeszkedést. Fritz és munkatársai (2005), valamint Tamam (2010) és Wu (2015) is hasonló eredményekre jutott német, amerikai, maláj és tajvani egyetemisták mintáján. Az utóbbi két szerző, valamint Wang és Zhou (2016) is egy új, lerövidített skála létrehozásával érte el a megfelelő illeszkedési mutatókat. Hazánkban, Tamam (2010) és Wu (2015) eredményeihez hasonlóan, feltáró és megerősítő faktorelemzéseket követően egy háromfaktoros struktúra mutatta a legjobb illeszkedést, 18 tétellel és szintén elfogadható vagy jó megbízhatósági mutatókkal. Ezt a skálaváltozatot ISS-H-18-nak jelöljük (ld. 2. melléklet). Az ISS-H-18 három alskálájára a következő elnevezéseket javasoljuk: az interkulturális interakció közbeni Magabiztosság és énhatékonyság alskála, a Bevonódás a kapcsolatba alskála és az Előítéletmentes elfogadás alskála. A három alskála tételei tartalmilag megragadják az interkulturális kompetencia építőköveit. Az interakció viselkedéses oldalának élményét, az egyéni érzelmi oldalt és a személy általános attitűdjeit is (Chen és Starosta, 1996).
Az ISS-H-18 skála konvergens validitását az empátia konstruktumának felhasználásával, az IRI segítségével mértük, mely esetén, a szakirodalmi tapasztalatok alapján, főként az IRI Perspektíva-felvétel alskálát tekintve vártunk pozitív irányú együtt járást (Chen és Starosta, 2000; Ekong és mtsai, 2017; Menardo, 2017). Alátámasztást is nyert eredményeink által, hogy az, hogy egy személy az interkulturális szituációk során mennyire képes előítéletmentes elfogadással bevonódni a kapcsolatba és összességében interkulturálisan érzékenynek lenni, jelentősen, pozitívan összefügg azzal, hogy alapvetően mennyire képes befogadni egy másik személy nézőpontját. Az eredményeink ugyanakkor arra is rávilágítottak, hogy a szituációban megjelenő magabiztosságával és énhatékonyságával a perspektíva-felvételi tendenciája már nem áll jelentős összefüggésben.
Hasonló eredményre jutottunk az empátia másik kognitív komponensével, az IRI Fantázia alskálával. Az, hogy egy személy az interkulturális szituációk során mennyire képes előítéletmentes elfogadással bevonódni a kapcsolatba, és összességében interkulturálisan érzékenynek lenni, jelentősen, pozitívan összefügg azzal, hogy mennyire képes azonosulni fiktív karakterekkel. A személy interkulturális szituáció során megjelenő magabiztosságával és énhatékonyságával azonban ezen empátia dimenzió sem áll jelentős kapcsolatban.
Az empátia affektív komponenseit tekintve az IRI Empátiás törődés alskálával (vagyis hogy valaki mennyire tapasztal melegséget, részvétet és aggodalmat más iránt) az interkulturális kapcsolatba való bevonódás és az előítéletmentes elfogadás függött össze jelentősen. Végül pedig az IRI Személyes distressz alskálával (amelynek tételei diszkomfortérzéssel és szorongással járó válaszérzelmeket jelenítenek meg más szenvedése láttán) jelentősen, negatívan függött össze az interkulturális szituációban megjelenő magabiztosság és énhatékonyság. Elsősorban ezen kapcsolatnak köszönhetően az összesített interkulturális érzékenység értékekkel is jelentős negatív együtt járása jelent meg a személyes distressz dimenziójának. Feltételezhető, hogy kevesebb szorongáskeltő diszkomfortérzéssel az interkulturális szituációkban magabiztosabban és több önmagunkba vetett hittel léphetünk fel.
Az IRI főskála, vagyis az összesített empátiaértékek is jelentősen, pozitívan kapcsolódtak az interkulturális szituációban fellépő előítéletmentes elfogadással és a kapcsolatba való bevonódással, ahogyan az interkulturális szituációt jellemző magabiztossággal és énhatékonysággal is, ám az interkulturális érzékenység főskálával már nem jelent meg jelentős összefüggése. Feltehetőleg a két fő konstruktum (empátia és interkulturális érzékenység) összetettségnek és multidimenzionalis jellegének is köszönhető, hogy alskáláik különböző, mégis összefüggő jellegzetességeiket ragadják meg.
Egy olyan magyar nyelvre adaptált mérőeszközt tudtunk kialakítani, mely a vizsgált szempontok alapján megbízhatóan és érvényesen méri a magyar gyógyító szakmára készülők interkulturális érzékenységét. Ennek a készségnek a fejlesztése pedig napjainkban az egészségügyi képzések fontos feladata (Brislin és Horvath, 1997; Faubl és Wusching, 2017; Leyerzapf és Abma, 2017; Marek és Németh, 2020; Nguyen Luu, 2019; Pop és mtsai, 2012; Zhang és Zhou, 2019).
Az ISS-H-18 skálán megjelenő nemi különbségek tekintetében mind a főskálán, mind a Bevonódás a kapcsolatba és az Előítéletmentes elfogadás alskálákon a nők szignifikánsan magasabb IS-értékeket értek el, mint a férfiak. Ez megegyezik több korábbi vizsgálat eredményeivel (Altshuler és mtsai, 2003; Marek és Németh, 2020; Tompkins és mtsai, 2017). A nők tehát a bevonódás és elfogadás tekintetében magasabb átlagot mutattak, míg magabiztosságukat tekintve nem tértek el jelentősen a férfiaktól.
A szakok vonatkozásában két alskálán és a főskálán a pszichológushallgatók szignifikánsan magasabb interkulturális érzékenység átlagértékeket értek el, mint az orvostanhallgatók. A pszichológusok az interakcióba való bevonódás és elfogadás tekintetében jelentősen magasabb, míg a magabiztosságuk területén hasonló átlagot mutattak, mint az orvostanhallgatók. Tudjuk, hogy az önmonitorozás, az empátia és az ítéletmentesség az IS alappillérei (Chen, 1997). A pszichológushallgatók képzésében ezek a készségek kiemelt fókuszban vannak, ami hozzájárulhat a jelen t-próbákban produkált magasabb IS-értékeikhez. Az évfolyam változót vizsgálva nem találtunk jelentős különbséget képzési szakaszok közt, ami utalhat arra, hogy egyelőre az IS területének fejlesztése önmagában nem integrált a képzések valamely szakaszába.
Végül az IS-el kapcsolatban Williams (2005), valamint Altshuler és munkatársai (2003) is megállapították, hogy a több kultúrközi tapasztalattal rendelkező személyek (pl. bevándorlók vagy huzamosabban külföldön élők) magasabb értékeket mutatnak. A jelen kutatás alátámasztja, hogy a beszélt nyelvek mennyiségének jelentős a hatása az IS-re, de az életkor előrehaladtával a több külföldön szerzett élettapasztalattal is pozitívan együtt járhat.
Eredményeink szerint legjelentősebben a nyelvismeret, valamint az empátia perspektíva-felvételi és személyes distressz dimenziói jósolják be az interkulturális érzékenység összesített értékét, tendenciózus összefüggésre utaló változók pedig még a külföldi élettapasztalatok és az empátia fantázia dimenziója. Összességében a regressziós modell a variancia nagy részét nem magyarázta, valószínűleg további egyéb tudáselemek, attitűdök és készségek tényezői is magyarázhatják az interkulturális érzékenység összetett konstruktumát. Ezt támasztja alá az is, hogy a bemutatott csoportkülönbségek statisztikai szempontból jelentősek ugyan, de nem túl nagyok, és a korrelációs és regressziós együtthatók is csak kevés esetben haladják meg a 0,2-es értéket. Ezért is javasolt az adaptált ISS-H-18 mérőeszköz (az empátián túl további) egyéb pszichológiai változókkal való kapcsolatának vizsgálata, hiszen a szakirodalomban is régóta jegyzett, hogy számos egyéb pszichológiai jellemző is meghatározhatja az interkulturális érzékenységet (pl. önbizalom, önmonitorozás, nyitottság, ítéletmentesség, társas felszabadultság, interakciós bevonódás) (Chen, 1997).
Következtetések
Mivel a különböző nemű és különböző szakokon tanuló hallgatók más-más IS-területen produkáltak jobb vagy kevésbé jó eredményeket, így az IS fejlesztése szempontjából hasznos lehet a nemek, szakok és nemzetiségek tekintetében vegyes csoportok létrehozása, az interdiszciplináris és interkulturális együttműködés támogatása, hogy a hallgatók egymásra is fejlesztő hatással lehessenek. Továbbá fejlesztő hatású lehet még a külföldi tanulmányutak, a nyelvi kompetencia és a nyelvtanulás támogatása és népszerűsítése a gyógyító szakmára készülő egyetemi hallgatók körében (Nguyen Luu, 2019; Williams, 2005). Végül eredményeink szerint az interkulturális érzékenységet az empátiás készség egyes dimenziói is jelentősen meghatározhatják, a két konstruktum összefügghet, így indokolt lehet az empátia fejlesztése is. Az egészségügyi hallgatókat célzó, különböző fajta empátiafejlesztési tréningekre, kurzusokra alapvetően is szükség van, és a megfelelő módszerekkel sikeresek lehetnek (Batt-Rawden és mtsai, 2013).
Az eredmények értelmezése során szem előtt tartandók a vizsgálat limitációi, melyek befolyásolhatták eredményeinket. Először is nem reprezentatív mintavételezés történt, és elsősorban egyetlen egyetem (az SZTE) hallgatói vettek részt a mintában, melyben egyenlőtlenek a nemek, szakok és évfolyamok szerinti csoportnagyságok. A mintaelemszám kapcsán fontos még megemlíteni, hogy az EFA révén nyert faktorok CFA-val történő megerősítése még robusztusabb lehetne, ha az illeszkedés vizsgálata egy (pl. véletlenszerűen megfelezett) olyan mintán történne, amely különbözik az EFA-nál használt mintától. A szakmai konszenzus ugyanakkor általában minimum 300 esetet ajánl a megbízható faktorelemzések elvégzéséhez, melyet a mintánk felezésével nem tudtunk volna biztosítani (Koyuncu és Kilic, 2019; Kyriazos, 2018; Tabachnick és Fidell, 2007). Eredményeink értelmezésekor ez szem előtt tartandó, és javasolt az illeszkedésvizsgálat egy különböző, magas elemszámú mintán való elvégzése. Másodszor a kutatás keresztmetszeti jellege miatt a vizsgált IS prediktorok oki hatása nem egyértelműen alátámasztható, és az alacsonyabb összesített megmagyarázott variancia is arra utal, hogy az IS komplex készségére még számos egyéb tényező is hatással lehet. Épp ahogyan a kérdőíven elért eredményekre is (pl. a saját társadalom elvárásai és az egyén szociális megfelelési vágya, tekintve, hogy a mérőeszköz önbevallásos, hazugságskála nélküli). Végezetül, a jelen tanulmány keretei közt a skála konvergens érvényességét csupán egy skálával, diszkriminációs érvényességét pedig nem vizsgáltuk, ez hasznos célja lehet további tanulmányoknak az IS területén. A skála használatával mérhetők az IS egyéb konstruktumokkal való lehetséges összefüggései is (pl. önmonitorozás), valamint a hallgatói IC- vagy IS-fejlesztést célzó programok kidolgozása és bevezetése során is hasznos lehet a változások követéséhez, a hatékonyságvizsgálathoz.
Köszönetnyilvánítás
Jelen munkát és szerzőit az Európai Bizottság Erasmus+ „Medical Education on Medically Unexplained Symptoms and Intercultural Communication (MUSIC)” elnevezésű projektje támogatotta [/MUSIC/Nr. 2018-2021.2018-1-NL01_KA203-038971].
Köszönettel tartozunk a MUSIC projekt és a projektpartnerek támogatásának, a részt vevő hallgatóknak és munkatársaknak, hogy segítették az adatfelvételt, idejüket és szakértelmüket adták a munka során, valamint a résztvevőknek, akik válaszaikkal segítették a közlemény létrejöttét.
Irodalom
Altshuler, L., Sussman, N. M., & Kachur, E. (2003). Assessing changes in intercultural sensitivity among physician trainees using the intercultural development inventory. International Journal of Intercultural Relations, 27(4), 387–401.
Batt-Rawden, S. A., Chisolm, M. S., Anton, B., & Flickinger, T. E. (2013). Teaching empathy to medical students: An updated, systematic review. Academic Medicine, 88(8), 1171–1177.
Betancourt, J. R. (2006). Cultural competence and medical education: Many names, many perspectives, one goal. Academic Medicine, 81(6), 499–501.
Brislin, W. R., & Horvath, A. M. (1997). Cross-cultural training and multicultural education. In W. J. Berry, H. M. Segall, & C. Kagitcibasi (Eds.), Handbook of cross-cultural psychology 3 (pp. 327–369). Needham: Allyn & Bacon.
Buda, B. (1993). Empátia… a beleélés lélektana. Budapest: Ego School Bt.
Carter, M. A., & Klugman, C. M. (2001). Cultural engagement in clinical ethics: A model for ethics consultation. Cambridge Quarterly of Healthcare Ethics, 10(1), 16–33.
Chen, G. M. (1997). A review of the concept of intercultural sensitivity. PACA. ed408634.
Chen, G. M., & Starosta, W. J. (1996). Intercultural communication competence: A synthesis. Annals of the International Communication Association, 19(1), 353–383.
Chen, G. M., & Starosta, W. J. (2000). The development and validation of the intercultural sensitivity scale. Human Communication, 3, 3–14.
Davis, M. H. (1980). A multidimensional approach to individual differences in empathy. Catalog of Selected Documents in Psychology, 10, 85.
Davis, M. H. (1983). Measuring individual differences in empathy: Evidence for a multidimensional approach. Journal of Personality and Social Psychology, 44, 113–123.
Ekong, G., Kavookjian, J., & Hutchison, A. (2017). Predisposition for empathy, intercultural sensitivity, and intentions for using motivational interviewing in first year pharmacy students. American Journal of Pharmaceutical Education, 81(8), 5989.
Faubl, N., & Wusching, Á. T. (2017). Pécsett és Debrecenben tanuló külföldi orvostanhallgatók: egyetemválasztási és beilleszkedési kérdések. Metszetek – Társadalomtudományi Folyóirat, 6, 22–43.
Fritz, W., Graf, A., Hentze, J., Möllenberg, A., & Chen, G. M. (2005). An examination of Chen and Starosta’s model of intercultural sensitivity in Germany and United States. Communication Studies, 14, 53–64.
Fritz, W., Möllenberg, A., & Chen, G. M. (2001). Measuring intercultural sensitivity in different cultural context. ERIC.
Fülöp, M. (2009). A kultúraközi és a kulturális összehasonlító pszichológia Magyarországon. Magyar Pszichológiai Szemle, 64(1), 3–83.
Garrison, N. O., Ibañez, G. E., Sabin, J. A., & Riskind, R. (2016). Attitudes of health care providers toward LGBT patients: The need for cultural sensitivity training. American Journal of Public Health, 106(3), 570–571.
Gibson, D., & Zhong, M. (2005). Intercultural communication competence in the healthcare context. International Journal of Intercultural Relations, 29(5), 621–634.
Giger, J., Davidhizar, R. E., Purnell, L., Harden, J. T., Phillips, J., & Strickland, O. (2007). American academy of nursing expert panel report: Developing cultural competence to eliminate health disparities in ethnic minorities and other vulnerable populations. Journal of Transcultural Nursing, 18(2), 95–102.
Hagqvist, P., Oikarainen, A., Tuomikoski, A. M., Juntunen, J., & Mikkonen, K. (2020). Clinical mentors' experiences of their intercultural communication competence in mentoring culturally and linguistically diverse nursing students: A qualitative study. Nurse Education Today, 87, 1043–1048.
Hammer, M. R., Bennett, M. J., & Wiseman, R. (2003). Measuring intercultural sensitivity: The intercultural development inventory. International Journal of Intercultural Relations, 27(4), 421–443.
Hyun, I. (2008). Clinical cultural competence and the threat of ethical relativism. Cambridge Quarterly of Healthcare Ethics, 17(2), 154–163.
IBM Corp. Released (2011). IBM SPSS statistics for windows, version 20.0. Armonk, NY: IBM Corp.
JASP Team (2021). JASP (version 0.14).
Johnson, R. L., Roter, D., Powe, N. R., & Cooper, L. A. (2004). Patient race/ethnicity and quality of patient–physician communication during medical visits. American Journal of Public Health, 94(12), 2084–2090.
Koyuncu, I., & Kilic, A. F. (2019). The use of exploratory and confirmatory factor analyses: A document analysis. Education and Science, 44(198), 361–388.
Kyriazos, T. A. (2018). Applied psychometrics: Sample size and sample power considerations in factor analysis (EFA, CFA) and SEM in general. Psychology, 9(08), 2207.
Leyerzapf, H., & Abma, T. (2017). Cultural minority students’ experiences with intercultural competency in medical education. Medical Education, 51(5), 521–530.
Löwe, B., & Gerloff, C. (2018). Functional somatic symptoms across cultures: Perceptual and health care issues. Psychosomatic Medicine, 80(5), 412–415.
Marek, E., & Németh, T. (2020). Interkulturális kompetenciák az egészségügyi ellátásban. Orvosi Hetilap, 161(32), 1322–1330.
Menardo, D. A. (2017). Mindfulness, empathy, and intercultural sensitivity amongst undergraduate students. Alliant International University ProQuest Dissertations Publishing. 10603136.
Moradi, E. (2020). Validation of Persian translation of the intercultural sensitivity scale using Rasch model. Journal of Ethnic and Cultural Studies, 7(3), 63–75.
MUSIC Medical education on medically unexplained symptoms & intercultural communication program. https://www.mupsmusic.eu/index.php/english/project [Letöltve 4 Nov 2020].
Nguyen Luu, L. A. (2019). A nemzetközi mobilitás pszichológiai és szociokulturális vonatkozásai: a külföldön tanuló diákok akkulturációjának szakirodalma. Alkalmazott Pszichológia, 19(1), 53–93.
Obeng, C. S., Emetu, R. E., & Bowman, S. (2015). Immigrant college students' experiences with their American physicians. International Public Health Journal, 7(4), 351–355.
Paasche-Orlow, M. (2004). The ethics of cultural competence. Academic Medicine, 79(4), 347–350.
Pop, M., Hollós, S., & Mészáros, J. (2012). Assessment of multiculturalism in nursing based on a survey’s experience. Orvosi Hetilap, 153(43), 1711–1718.
Rohlof, H. G., Knipscheer, J. W., & Kleber, R. J. (2014). Somatization in refugees: A review. Social Psychiatry and Psychiatric Epidemiology, 49(11), 1793–1804.
Rothlind, E., Fors, U., Salminen, H., Wändell, P., & Ekblad, S. (2018). Circling the undefined — a grounded theory study of intercultural consultations in Swedish primary care. PLoS One, 13(8), e0203383.
Tabachnick, B. G., & Fidell, L. S. (2007). Using multivariate statistics. Boston, MA: Pearson.
Tamam, E. (2010). Examining Chen and Starosta's model of intercultural sensitivity in a multiracial collectivistic country. Journal of Intercultural Communication Research, 39(3), 173–183.
Tompkins, A., Cook, T., Miller, E., & LePeau, L. A. (2017). Gender influences on students’ study abroad participation and intercultural competence. Journal of Student Affairs Research and Practice, 54(2), 204–216.
Ulrey, K. L., & Amason, P. (2001). Intercultural communication between patients and health care providers: An exploration of intercultural communication effectiveness, cultural sensitivity, stress, and anxiety. Journal of Health Communication, 13(4), 449–463.
Valero-Garcés, C. (2014). Communicating across cultures: A coursebook on interpreting and translating in public services and institutions. Lanham: University Press of America.
Van Wieringen, J. C., Harmsen, J. A., & Bruijnzeels, M. A. (2002). Intercultural communication in general practice. European Journal of Public Health, 12(1), 63–68.
Verhaak, P. F. M. (2006). Persistent presentation of medically unexplained symptoms in general practice. Family Practice, 23(4), 414–420.
Wang, W., & Zhou, M. (2016). Validation of the short form of the intercultural sensitivity scale (ISS-15). International Journal of Intercultural Relations, 55, 1–7.
Weiland, A., Blankenstein, A. H., Van Saase, J. L., Van der Molen, H. T., Jacobs, M. E., Abels, D. C., et al. (2015). Training medical specialists to communicate better with patients with medically unexplained physical symptoms (MUPS). A randomized, controlled trial. PLoS One, 10(9), e0138342.
Williams, T. R. (2005). Exploring the impact of study abroad on students’ intercultural communication skills: Adaptability and sensitivity. Journal of Studies in International Education, 9(4), 356–371.
World Health Organization, Regional Office for Europe (2015). Stepping up action on refugee and migrant health. Towards a WHO European framework for collaborative action. In Outcome document of the High-level Meeting on Refugee and Migrant Health, 23–24 November 2015, Rome, Italy. http://www.euro.who.int/__data/assets/pdf_file/0008/298196/Stepping-up-action-on-refugee-migrant-health.pdf [Letöltve 30 június 2021].
Wu, J. F. (2015). Examining Chen and Starosta’s model of intercultural sensitivity in the Taiwanese cultural context. International Journal of Modern Education and Computer Science, 7(6), 1–8.
Zhang, X., & Zhou, M. (2019). Interventions to promote learners’ intercultural competence: A meta-analysis. International Journal of Intercultural Relations, 71, 31–47.
1. melléklet – Az eredeti Interkulturális Érzékenység Skála magyar fordítása (ISS-H)
Az alábbi állítások sora az interkulturális kommunikációra vonatkozik. Nincsenek jó vagy rossz válaszok. Kérjük, dolgozzon gyorsan és rögzítse első benyomását, jelölve az állításokkal való egyetértésének vagy egyet nem értésének mértékét/fokát.
| 5 = teljesen egyetértek | 4 = egyetértek | 3 = bizonytalan vagyok | 2 = nem értek egyet | 1 = egyáltalán nem értek egyet |
____ 1. Élvezem az interakciót más kultúrájú emberekkel.
____ 2. Úgy gondolom, hogy a más kultúrájú emberek szűklátókörűek.
____ 3. Eléggé magabiztos vagyok a más kultúrájú emberekkel való interakció során.
____ 4. Nagyon nehéz más kultúrájú emberek előtt megszólalni.
____ 5. Mindig tudom, hogy mit mondjak a más kultúrájú emberekkel való interakció során.
____ 6. Olyan közvetlen vagyok, amilyen lenni szeretnék más kultúrájú emberekkel való interakció során.
____ 7. Nem szeretek más kultúrájú emberekkel lenni.
____ 8. Tisztelem a más kultúrájú emberek értékeit.
____ 9. Könnyen ideges leszek a más kultúrájú emberekkel való interakció során.
____10. Magabiztosnak érzem magam a más kultúrájú emberekkel való interakció során.
____11. Inkább várok, mielőtt benyomást formálnék kulturálisan különböző társaimról.
____12. Gyakran elbátortalanodom, amikor más kultúrájú emberekkel vagyok.
____13. Nyitott vagyok más kultúrájú emberekre.
____14. Nagyon figyelmes vagyok a más kultúrájú emberekkel való interakció során.
____15. Gyakran érzem magam haszontalannak a más kultúrájú emberekkel való interakció során.
____16. Tiszteletben tartom, ahogy más kultúrájú emberek viselkednek.
____17. Próbálok annyi információhoz hozzájutni, amennyihez tudok a más kultúrájú emberekkel való interakció során.
____18. Nem fogadnám el más kultúrájú emberek véleményét.
____19. Fogékony vagyok a kulturálisan különböző társaim apró jelzéseire az interakciónk során.
____20. Úgy gondolom, a saját kultúrám jobb, mint más kultúrák.
____21. Gyakran adok pozitív válaszokat a kulturálisan különböző beszélgetőtársaimnak.
____22. Kerülöm azokat a helyzeteket, ahol más kultúrájú emberekkel kellene foglalkoznom.
____23. Gyakran adok szóbeli, vagy nemverbális visszajelzést a más kultúrájú beszélgetőtársamnak, hogy értettem-e őt.
____24. Élvezem a más kultúrájú társaim és köztem lévő különbségeket.
Pontozás és alskálák:
Maximum pontszám az egész ISS-H skálán: 120; Interakciós elköteleződés alskála tételei: 1, 11, 13, 21, 22(-), 23, 24 (max. pontszám az alskálán: 35); Kulturális különbségek tisztelete alskála tételei: 2(-), 7(-), 8, 16, 18(-), 20(-) (max. pontszám az alskálán: 30); Interakciós magabiztosság alskála tételei: 3, 4(-), 5, 6, 10 (max. pontszám az alskálán: 25); Interakciós élvezet alskála tételei: 9(-), 12(-), 15(-) (max. pontszám az alskálán: 15); Interakciós figyelmesség alskála tételei: 14, 17, 19 (max. pontszám az alskálán: 15).
2. melléklet – Az Interkulturális Érzékenység Skála megbízhatósági és érvényességi vizsgálaton átesett, rövidített magyar változata (ISS-H-18)
Az alábbi állítások sora az interkulturális kommunikációra vonatkozik. Nincsenek jó vagy rossz válaszok. Kérjük, dolgozzon gyorsan és rögzítse első benyomását, jelölve az állításokkal való egyetértésének vagy egyet nem értésének mértékét/fokát.
| 5 = teljesen egyetértek | 4 = egyetértek | 3 = bizonytalan vagyok | 2 = nem értek egyet | 1 = egyáltalán nem értek egyet |
____ 1. Úgy gondolom, hogy a más kultúrájú emberek szűklátókörűek.
____ 2. Eléggé magabiztos vagyok a más kultúrájú emberekkel való interakció során.
____ 3. Nagyon nehéz más kultúrájú emberek előtt megszólalni.
____ 4. Mindig tudom, hogy mit mondjak a más kultúrájú emberekkel való interakció során.
____ 5. Olyan közvetlen vagyok, amilyen lenni szeretnék más kultúrájú emberekkel való interakció során.
____ 6. Nem szeretek más kultúrájú emberekkel lenni.
____ 7. Magabiztosnak érzem magam a más kultúrájú emberekkel való interakció során.
____ 8. Gyakran elbátortalanodom, amikor más kultúrájú emberekkel vagyok.
____ 9. Nagyon figyelmes vagyok a más kultúrájú emberekkel való interakció során.
____ 10. Gyakran érzem magam haszontalannak a más kultúrájú emberekkel való interakció során.
____ 11. Tiszteletben tartom, ahogy más kultúrájú emberek viselkednek.
____ 12. Próbálok annyi információhoz hozzájutni, amennyihez tudok a más kultúrájú emberekkel való interakció során.
____ 13. Nem fogadnám el más kultúrájú emberek véleményét.
____ 14. Fogékony vagyok a kulturálisan különböző társaim apró jelzéseire az interakciónk során.
____ 15. Úgy gondolom, a saját kultúrám jobb, mint más kultúrák.
____ 16. Gyakran adok pozitív válaszokat a kulturálisan különböző beszélgetőtársaimnak.
____ 17. Gyakran adok szóbeli, vagy nemverbális visszajelzést a más kultúrájú beszélgetőtársamnak, hogy értettem-e őt.
____18. Élvezem a más kultúrájú társaim és köztem lévő különbségeket.
Pontozás és alskálák:
Maximum pontszám az egész ISS-H-18 skálán: 90; Magabiztosság és énhatékonyság alskála tételei: 2, 3(-), 4, 5, 7, 8(-), 10(-) (max. pontszám az alskálán: 35); Bevonódás a kapcsolatba alskála tételei: 9, 11, 12, 14, 16, 17, 18 (max. pontszám az alskálán: 35); Előítéletmentes elfogadás alskála tételei: 1(-), 6(-), 13(-), 15(-) (max. pontszám az alskálán: 20).
