Authors:
Melinda Reinhardt ELTE Eötvös Loránd Tudományegyetem Pszichológiai Intézet, Magyarország
Zuglói Egészségügyi Szolgálat, Gyermek-, és Serdülőpszichiátria, Magyarország

Search for other papers by Melinda Reinhardt in
Current site
Google Scholar
PubMed
Close
https://orcid.org/0000-0001-7010-5623
,
Boglárka Drubina ELTE Eötvös Loránd Tudományegyetem Pszichológiai Intézet, Magyarország
ELTE Eötvös Loránd Tudományegyetem Pszichológiai Doktori Iskola, Magyarország
Területi Gyermekvédelmi Központ és Fővárosi Gyermekvédelmi Szakszolgálat, Szakértői Bizottság, Magyarország

Search for other papers by Boglárka Drubina in
Current site
Google Scholar
PubMed
Close
, and
Gyöngyi Kökönyei ELTE Eötvös Loránd Tudományegyetem Pszichológiai Intézet, Magyarország
NAP3.0-SE Neuropszichofarmakológiai Kutatócsoport, Nemzeti Agykutatási Program, Semmelweis Egyetem, Magyarország
Gyógyszerhatástani Intézet, Semmelweis Egyetem, Magyarország

Search for other papers by Gyöngyi Kökönyei in
Current site
Google Scholar
PubMed
Close
Open access

Háttér és célkitűzések

A diszpozicionális perfekcionizmus többdimenziós jelenség, mely a személy önmagával szemben állított magas sztenderdjei (perfekcionista törekvések) mellett irreális elvárásokat (perfekcionista aggodalmak) is magában foglalhat. Azt, hogy a személyiségműködésben a perfekcionizmus egészséges vagy maladaptív, önkritikus vonulata a meghatározó, a két perfekcionizmuskomponens aránya határozza meg. Utóbbit különböző pszichopatológiai jelenségek rizikó- és fenntartó faktoraként tartják számon. Kutatásunk célja nem klinikai kamaszpopulációban a multidimenzionális perfekcionizmus különböző mentális egészségmutatókkal (pl. pszichés tünetek, nem szuicidális önsértés) való összefüggéseinek feltárása volt.

Módszer

Vizsgálatunkban 1015 középiskolás (66,1% lány; átlagéletkor 16,81 év; szórás = 1,42) vett részt. A perfekcionizmus komponenseit a Majdnem Tökéletes Skála rövid változatával, az önsértő viselkedést az Állítások az Önsértés Kapcsán Kérdőívvel mértük fel. A pszichés tüneteket a Képességek és Nehézségek Kérdőívvel, míg a mentális jóllétet a Serdülő Mentális Egészség Kontinuum Skála rövid változatával térképeztük fel.

Eredmények

Az önkritikus perfekcionista csoportba sorolható tanulók jelzik a legrosszabb mentális állapotot, körükben a legmagasabb – közel 50% – az aktuális önsértők aránya. Többszörös lineáris és multinomiális regressziós modelleken alapulva rámutattunk, hogy az önkritikus perfekcionizmus jelenléte növeli, míg az adaptív perfekcionista hozzáállás csökkenti mind a mentális betegség tünetszámot, mind az egy hónapon belüli önsértés esélyét. A látens klaszterezéssel azonosított önsértő csoportok közül a Súlyos önsértők csoportjában a legmarkánsabb az önkritikus perfekcionista hozzáállás és a legalacsonyabb a szubjektív jóllét.

Következtetések

Hazai középiskolás mintában is megerősítést nyert, hogy a perfekcionizmus önkritikus komponense rizikófaktorként határozható meg a rosszabb lelki egészségmutatók, kiemelten a nem szuicidális önsértés tekintetében. Az összefüggések alapján a mentális egészség szűrésében és fejlesztésében iskolai közegben is megfontolandó a tanulók perfekcionizmusjellemzőinek azonosítása.

Abstract

Háttér és célkitűzések

A diszpozicionális perfekcionizmus többdimenziós jelenség, mely a személy önmagával szemben állított magas sztenderdjei (perfekcionista törekvések) mellett irreális elvárásokat (perfekcionista aggodalmak) is magában foglalhat. Azt, hogy a személyiségműködésben a perfekcionizmus egészséges vagy maladaptív, önkritikus vonulata a meghatározó, a két perfekcionizmuskomponens aránya határozza meg. Utóbbit különböző pszichopatológiai jelenségek rizikó- és fenntartó faktoraként tartják számon. Kutatásunk célja nem klinikai kamaszpopulációban a multidimenzionális perfekcionizmus különböző mentális egészségmutatókkal (pl. pszichés tünetek, nem szuicidális önsértés) való összefüggéseinek feltárása volt.

Módszer

Vizsgálatunkban 1015 középiskolás (66,1% lány; átlagéletkor 16,81 év; szórás = 1,42) vett részt. A perfekcionizmus komponenseit a Majdnem Tökéletes Skála rövid változatával, az önsértő viselkedést az Állítások az Önsértés Kapcsán Kérdőívvel mértük fel. A pszichés tüneteket a Képességek és Nehézségek Kérdőívvel, míg a mentális jóllétet a Serdülő Mentális Egészség Kontinuum Skála rövid változatával térképeztük fel.

Eredmények

Az önkritikus perfekcionista csoportba sorolható tanulók jelzik a legrosszabb mentális állapotot, körükben a legmagasabb – közel 50% – az aktuális önsértők aránya. Többszörös lineáris és multinomiális regressziós modelleken alapulva rámutattunk, hogy az önkritikus perfekcionizmus jelenléte növeli, míg az adaptív perfekcionista hozzáállás csökkenti mind a mentális betegség tünetszámot, mind az egy hónapon belüli önsértés esélyét. A látens klaszterezéssel azonosított önsértő csoportok közül a Súlyos önsértők csoportjában a legmarkánsabb az önkritikus perfekcionista hozzáállás és a legalacsonyabb a szubjektív jóllét.

Következtetések

Hazai középiskolás mintában is megerősítést nyert, hogy a perfekcionizmus önkritikus komponense rizikófaktorként határozható meg a rosszabb lelki egészségmutatók, kiemelten a nem szuicidális önsértés tekintetében. Az összefüggések alapján a mentális egészség szűrésében és fejlesztésében iskolai közegben is megfontolandó a tanulók perfekcionizmusjellemzőinek azonosítása.

Abstract

Background and aims

Dispositional perfectionism is a multidimensional phenomenon which includes high inner standards (perfectionistic strivings) and unrealistic expectations (perfectinostic concerns). The rate of these two components specifies whether the healthy or the unhealthy, self-critical aspects of perfectionism is dominant in personality. Perfectionistic concerns or self-critical perfectionism is considered as risk and maintaining factor of different types of psychopathology. The main aim of our study was to examine the associations between multidimensional perfectionism and various mental health indicators (such as mental health symptoms and nonsuicidal self-injury; NSSI).

Methods

More than one thousand (N = 1015) high school students participated in the study (66.1% girls; mean age = 16.81; SD = 1.42). Perfectionistic dimensions were measured with the Short Almost Perfect Scale (Rice et al., 2014), nonsuicidal self-injury was assessed with the Inventory of Statements About Self-Injury (Klonsky & Glenn, 2009). Mental health problems were detected with the Strength and Difficulties Questionnaire (Goodman et al., 2003), while positive mental health mapped with the Adolescent Mental Health Continuum Short Form (Keyes, 2006).

Results

Students were identified in the self-critical perfectionistic group showed the worst mental health state, nearly 50% of them reported current self-injurious acts. Based on multiple linear and multinomial regression models, we presented that self-critical perfectionism increased, while healthy perfectionism decreased both mental illness symptoms and the risk of nonsuicidal self-injury within one month. We identified latent classes based on the endorsement of different nonsuicidal self-injurious behaviours. In the Severe NSSI group were the highest the self-critical perfectionistic attitude and the lowest the subjective well-being.

Conclusions

In a Hungarian high school sample is also confirmed that the self-critical component of perfectionism can be defined as a risk factor for poor mental health, in particular, for NSSI. On the basis of our results, it is worth assessing the characteristics of perfectionism in school settings.

Bevezetés

Az, hogy a perfekcionizmus többdimenziós természetű jelenség, már közel negyven éve konszenzusos a szakirodalomban (Stoeber, 2011). A perfekcionizmus egyik legszélesebb körben elfogadott konceptualizációja szerint a két legfontosabb perfekcionizmuskomponens a perfekcionista törekvések vagy más néven standardok és a perfekcionista aggodalmak vagy diszkrepancia (Stoeber és Otto, 2006). A perfekcionista törekvések a saját teljesítménnyel kapcsolatos magas elvárásokat takarják, míg a perfekcionista aggodalmak a túlzott önkritikusságra, az esetleges hibázás miatti fokozott szorongásra és arra vonatkoznak, hogy a személy azt éli meg, hogy önmagával szemben támasztott elvárásait nem tudja beteljesíteni (Flett és Hewitt, 2002). A perfekcionista törekvéseket, a kiváló teljesítmény elérésének fokozott igényét önmagában a kutatók a perfekcionizmus pozitív vonulataként azonosítják, amit az empirikus kutatások nagy része is megerősít (Frost, Heimberg, Holt, Mattia és Neubauer, 1993). A perfekcionista törekvéseket ezért gyakran egészséges, adaptív, normál vagy pozitív perfekcionizmusdimenzióként említik (pl. Andrews, Burns és Dueling, 2014; Hamachek, 1978). A perfekcionista aggodalmak a tökéletlenségtől való félelem miatt negatív érzésekkel és élményekkel asszociálódnak, ezért azt negatív, egészségtelen, maladaptív vagy neurotikus perfekcionizmuskomponensként aposztrofálják (pl. Flett és Hewitt, 2002; Hamachek, 1978; Rice, Ashby és Slaney, 1998). Az utóbbi évek szakirodalmában pedig a perfekcionista aggodalmak faktor annak kifejezett önkritikussága miatt gyakorta önkritikus perfekcionizmusként is hivatkozott jelenség (Dunkley és Blankstein, 2000). Minél nagyobb a távolság a teljesítményelvárások és a valós vagy vélt teljesítmény között, annál erőteljesebb az elégedetlenség, az önkritika, így a szorongás és a szégyen (Stoeber és Otto, 2006).

A perfekcionizmus dimenzióin alapuló perfekcionista csoportok

A perfekcionizmus mint összetett konstruktum pszichés működésre kifejtett hatását jelentősen befolyásolja, hogy két nagy összetevője – a magas standardok és a teljesítménnyel kapcsolatos kifejezett aggodalmak – közül melyik dominánsabb, illetve milyen arányban jelennek meg (Terry-Short, Owens, Slade és Dewey, 1995). Az egyes magasabb rendű dimenziók kombinációjának értelmezése azonban nem egységes a szakirodalomban, ahogyan az sem, hogy mely kombinációt tekintik nem perfekcionista hozzáállásnak.

A perfekcionizmus 2 × 2-es modellje azokat tekinti nem perfekcionistáknak, akiknél egyik perfekcionizmuskomponens sem aktív a személyiségszerveződésben (Gaudreau és Thompson, 2010). Adaptív/egészséges perfekcionisták a modell keretében azok, akik magas törekvésekkel, de alacsony aggodalmakkal jellemezhetők. A maladaptív/egészségtelen/önkritikus perfekcionisták pedig azok, akik vagy magas törekvéseik mellett magas aggodalmakkal bírnak, vagy csak magas perfekcionista aggodalmakkal jellemezhetők, de perfekcionista törekvéseik alacsonyak. Utóbbi csoportot „tisztán perfekcionista aggódóknak” nevezik, és egyértelműen a maladaptív perfekcionisták csoportjába sorolják őket (Gaudreau és Thompson, 2010).

A 2 × 2-es perfekcionizmus modellel ellentétben mind Stoeber (2011), mind Rice és Ashby (2007) azt a csoportot is nem perfekcionistának tekinti, akiknél csak a perfekcionista aggodalmak erősek, de a perfekcionista törekvések alacsonyak. Mindezt azzal az érvvel támasztják alá, hogy a perfekcionizmus semmilyen formája nem azonosítható magas törekvések nélkül. Jelen munkánkban ez utóbbi érvelést és modellt követtük a perfekcionista csoportok kialakításánál.

Perfekcionizmus serdülőkorban

A serdülőkor mint szenzitív életperiódus a perfekcionizmusra is hatással van. Serdülőkorban a növekvő öntudatosság és a teljesítménnyel kapcsolatos elvárások magasabb tudatossági foka, valamint a szociokulturális elvárások a perfekcionizmus előtérbe kerülését alapozzák meg (Flett, Hewitt, Oliver és MacDonald, 2002). Az eddigi eredmények vegyesek abban a tekintetben, hogy a perfekcionizmus és dimenziói hogyan változnak a kamaszkor folyamán. Számos tanulmány ezek erősödését jelezte a serdülőkor előrehaladtával, míg mások ezt azzal finomították, hogy nem a globális perfekcionizmus pontszám változik, hanem bizonyos életterületeken (pl. teljesítmény) lesz kifejezettebb a perfekcionista attitűd (Stoeber és Stoeber, 2009).

Míg gyermekkorban a perfekcionista személyiségvonások a lányoknál jellemzőbbek, addig ez a nemi különbség a középső és késő serdülőkorra felszámolódik. Ugyanakkor az önkritikus perfekcionista aggodalmak fiatal felnőtteknél ismét megerősödnek a lányoknál, míg a perfekcionista standardokban nemi különbség nem mutatható ki (Sand, Bøe, Shafran, Stormark és Hysing, 2021).

Az önkritikus perfekcionizmus kapcsolata a mentális egészséggel

A fokozott perfekcionista aggodalmak egyik alapvető komponense a kifejezett önkritikusság. Az önkritikus perfekcionizmus a saját viselkedés szinte állandó és erősen kritikus önvizsgálatával megakadályozza még a sikerekkel és a jó teljesítménnyel kapcsolatos megelégedés átélését is (Dunkley, Zuroff és Blankstein, 2003). Az ezzel együtt járó krónikus aggodalom a vizsgálatok szerint markánsan összekapcsolódik az emelkedett depresszív tünetszámmal (pl. Dunkley és Blansktein, 2000), valamint a negatív affektivitás magas és a pozitív affektusok alacsony szintjével (pl. Mongrain és Zuroff, 1995).

Hasonló összefüggések igazak az önkritikus perfekcionizmus magas szintje által meghatározott maladaptív/önkritikus perfekcionista csoportra (Stoeber, 1998). A stoeberi felosztáson alapuló vizsgálatok rendre az adaptív/egészséges perfekcionisták jobb egészégmutatóit igazolják a maladaptív/önkritikus perfekcionista csoporthoz képest (Dunkley és mtsai, 2003). Míg az adaptív perfekcionisták aktív, problémamegoldó megküzdésükkel a perfekcionizmusuk által felerősített stressz negatív hatásait csökkenteni tudják (Dunkley, Blankstein, Halsall, Williams és Winkwort, 2000), addig az önkritikus perfekcionisták tehetetlenek a stresszel szemben, ami aláássa a problémafókuszú megküzdést (Flett, Hewitt, Blankstein, Solnik és Van Brunschot, 1996). A tehetetlenség hátterében az az önkritikus perfekcionista meggyőződés állhat, hogy hiányosságaik miatt képtelenek a stresszhelyzetet kezelni, ezért önmagukat hibáztatják. Ennek nyomán aktív helyzetkezelés helyett igyekeznek a számukra fenyegető helyzetet elkerülni. A (mindennapi) stresszes szituációk az önkritikus perfekcionisták számára fokozottabban megterhelőek, mivel érzelmileg reaktívabbak azokra a stresszorokra, amelyekkel kapcsolatban úgy érzik, hogy elvesztik a kontrollt, hibázni fognak vagy mások kritikával illetik őket. Mindez egy idő után krónikus diszfóriaérzetet kelt (Dunkley és mtsai, 2003). Mindezt egy kétéves longitudinális vizsgálat is alátámasztotta: az önkritikus perfekcionisták – szemben az adaptív perfekcionistákkal – alacsonyabb önegyüttérzésről számoltak be, ami két évvel később magasabb distressz (depresszió és szorongás) szinthez vezetett (Tobin és Dunkley, 2021).

A perfekcionizmus maladaptív, önkritikus formáját az utóbbi években egyenesen transzdiagnosztikus jelenségként tartják számon: számos mentális betegségben és maladaptív pszichés folyamatban szerepet játszó tényezőként értelmezhetjük (Shafran és Mansell, 2001). Limburg, Watson, Hagger és Egan (2017) azonban metaanalízisükben arra is rámutattak, hogy míg az önkritikus perfekcionizmus erősen, addig a perfekcionista standardok gyengén kapcsolódnak számos pszichopatológiai kimenethez, így a fokozott stresszhez, depresszív, szorongásos kényszeres tünetekhez, szándékos önsértéshez és öngyilkossági gondolatokhoz. Egyetlen kivételnek az étkezési problémák számítottak, esetükben a perfekcionizmus mindkét komponense számottevően hozzájuk kapcsolódott.

Az önkritikus perfekcionizmus összefüggése a nem szuicidális önsértéssel

Mind a rossz mentális egészség, mind az önkritikus perfekcionizmus jelentős meghatározói, egyben fenntartó tényezői is a nem szuicidális önsértésnek (nonsuicidal self-injury, NSSI; Hooley és Franklin, 2018). A nem öngyilkossági szándékkal történő szándékos önsértés egy ernyőfogalom, amely olyan direkt önsértő tetteket (pl. vágás, karmolás, ütés, égetés) foglal magában, amelyek hátterében nem áll öngyilkossági gondolat, terv vagy szándék (International Society for the Study of Self-Injury, 2022). A különböző önsértési módok prevalenciájában nemi különbségekre mutattak rá: a nők gyakrabban vesznek részt önmaguk megvágásában és megkarmolásában, míg a férfiak nagyobb valószínűséggel ütik meg vagy be magukat szándékosan (Barrocas, Hankin, Young és Abela, 2012). Fontos az önsértés tekintetében az idői tényezőt is figyelembe venni: konszenzusosan az egy hónapon belül történt önsértést tekintjük aktuális önsértésnek (Claes és Vandereycken, 2007). A gyakoriság és az önsértési módok diverzitása az önsértés súlyosságának két alapvető jelzője: minél gyakrabban és minél többféle módon végez valaki önsértést, annál súlyosabbnak tekintjük azt.

Az utóbbi évtizedben az NSSI előfordulásának jelentős növekedését rögzítették nem klinikai kamasz (pl. Cipriano, Cella és Cotrufo, 2017) és fiatal felnőtt mintákban (Wester, Trepal és King, 2018). Ennek alapján nem ritka az 50% feletti élettartam-prevalencia sem (Calvete, Orue, Aizpuru és Brotherton, 2015). Az NSSI indulása jellemzően 12–14 éves kor közé tehető (Glenn és Klonsky, 2009), longitudinális kutatások ugyanakkor arra is rámutattak, hogy az önsértés pontprevalenciájában csökkenés tapasztalható a középső és késő kamaszkorban (Plener, Schumacher, Munz és Groschwitz, 2015). Serdülőkorban a stresszre szenzitív agyterületek fejlődési változásai és a még nem teljesen érett prefrontális kéreg jelentős mértékben hozzájárul az életkorra jellemző érzelmi és pszichoszociális egyensúlytalansághoz (Spear, 2000). Ez az életkorfüggő érzékenység kifejezett hatást gyakorol az önszabályozásra és az érzelemregulációra, ami a nem szucidiális önsértés jellemzően kora kamaszkori indulását alapozhatja meg (Glenn és Klonsky, 2009).

Az NSSI kialakulásának és fennmaradásának egyik összetett modellje (Nock, 2009) szerint önsértés azért jelenik meg és folytatódik, mert ezek a viselkedésformák azonnal képesek a személy számára kezelhetetlen affektív és szociális tapasztalatokat szabályozni. Távoli (pl. genetikailag megalapozott fokozott érzelmi reaktivitás, erős családi kritikusság) és közeli (pl. alacsony stressztűrő képesség) rizikófaktorok, valamint önsértés-specifikus érzékeny tényezők (pl. nagymértékű önkritikusság) egyaránt felerősíthetik a nem szuicidális önsértés mint maladaptív megküzdési mód megjelenését (Nock, 2010). Érdemes azt is megemlíteni, hogy az önkritikusság és az önbüntetés az önsértés hátterében álló leggyakoribb okok közé tartoznak (Nock és Prinstein, 2004). Ezek a „szelf-abuzív” tényezők egyben a maladaptív perfekcionizmus alapvető komponensei is.

A perfekcionizmus és a nem szuicidális önsértés közötti kapcsolatot eddig kevés vizsgálat tesztelte (részletesen ld. Győri és mtsai, 2021 áttekintő tanulmányát), annak ellenére, hogy a fokozott perfekcionista aggodalmak az önsértés megjelenésének rizikóját az eddigi adatok szerint egyértelműen növelik (ld. Limburg és mtsai, 2017 metaanalízisét). Az adatok szerint a nem szuicidális önsértést folytatók mind a nem önsértő, egészséges kontrollszemélyekhez (pl. Hooley, Ho, Slater és Lockshin, 2010), mind az önsértés indirekt formáiban (pl. szerhasználat, ételmegvonás) részt vevőkhöz képest (pl. St. Germain és Hooley, 2012) erőteljesebben önkritikusak. Nock, Prinstein és Sterba (2009) élmény-mintavételezési eljárással pedig serdülők körében igazolta, hogy az önsértésben való részvétel esélyét egyértelműen növelte a szelf felé irányuló düh érzése és az önutálat, azaz az extrém önkritikus attitűd.

Az NSSI-t és a perfekcionista aggodalmakat egyaránt meghatározó közös mechanizmus az erőteljes önbüntetésre, önkritikára és szégyenre való hajlam lehet (Flett, Goldstein, Hewitt és Wekerle, 2012). Mivel a perfekcionizmus maladaptív folyamatai emelkedett negatív érzésekkel és rosszabb szubjektív jólléttel asszociálódnak (Fedewa, Burns és Gomez, 2005), másrészt az NSSI egyik alapvető célja a negatív érzelmi állapotok szabályozása (Nock, 2009), elképzelhetőnek tűnik, hogy a nem szuicidális önsértés a leggyakrabban éppen az emelkedett önkritika és perfekcionista aggodalmak keltette negatív érzéseket célozza csökkenteni (Chester, Merwin és DeWall, 2015). Az extrémen negatív, önkritikus, önbüntető szelfsémák mintegy „lebontják” a saját testtel szembeni agresszió gátjait. Ez a folyamat magyarázná azt a jelenséget is, hogy az önsértők fájdalomküszöbe magasabb, mint a nem önsértő személyeké (Hooley és St. Germain, 2014).

Jelen vizsgálat célkitűzései

Kutatásunk célja a multidimenzionális perfekcionizmus különböző mentális egészségmutatókkal való kapcsolatának feltárása volt magyar középiskolások körében. Ennek megfelelően a perfekcionizmus formáinak (egészséges, önkritikus, nem perfekcionista) leíró és összehasonlító adatainak közlése mellett a perfekcionista működésmódok magyarázó szerepét is vizsgáltuk számos mentális tüneti tényező tekintetében. Végül, önsértő és nem önsértő csoportokban, valamint súlyossági mutatók alapján látens klaszterelemzéssel azonosított önsértő csoportokban teszteltük a perfekcionizmus különböző aspektusainak (magas standardok, magas önkritikus elégedetlenség) jelenlétét.

Nagymintás kérdőíves felmérésünk újdonsága, hogy a perfekcionizmus többdimenziós felfogását alapul véve közöl részletes adatokat a perfekcionizmus és a pszichés betegségtünetek, valamint a nem szuicidális önsértés kapcsolatáról. Az eredmények serdülőpopulációra vonatkozó általánosíthatóságát a magas mintaméret mellett tovább erősíti, hogy a középső és a késő kamaszkor időszakát (14–21 éves korig) egyaránt és egyenletesen sikerült leképeznünk.

Hipotézisünk szerint a magas önkritikus perfekcionista attitűddel bíró fiatalok jellemezhetők a legrosszabb mentális egészséggel, valamint körükben a legmagasabbb a nem szuicidális önsértés esélye. A korábbi szakirodalmi eredmények alapján jelen mintával kapcsolatban is azt feltételezzük, hogy az önkritikus perfekcionizmus rizikófaktora az emelkedett pszichés tünetszámnak és a nem szuicidális önsértés elkövetésének. A látens klaszterelemzéssel azonosított önsértő csoportok esetében – mivel maga a módszer feltáró jellegű – előzetes elvárásunk pedig arra korlátozódik, hogy a súlyosság mentén különböző önsértő csoportok emelkednek ki, s a súlyossági mutatók alapján legérintettebb önsértő csoportban detektálható a legmagasabb önkritikus perfekcionista beállítódás.

Módszer

Minta

Keresztmetszeti elrendezésű vizsgálatunkban 14 középiskolából 1015 középiskolás kamasz adatait elemeztük. A kérdőívcsomag kitöltését kezdetben 1059 serdülő vállalta, azonban 44 főt hiányos kitöltés (adott skálán 5-nél több kihagyott válasz) miatt ki kellett zárnunk az adatelemzésből. Az elemzett mintában a lányok (66,1%; N = 671) többségben voltak a fiúkhoz képest (33,7%; N = 342), két fő (0,2%) pedig nem adta meg a nemét. A tanulók átlagéletkora közel 17 év volt (ákor = 16,81; szórás = 1,42; min. = 14 év, max. = 20 év). Ebben nemek közötti eltérés nem jelent meg (t[1005] = 1,05; p = 0,295; d = 0,06). A 9. osztályosok 27%-kal (N = 274), a 10. osztályos tanulók 25,2%-kal (N = 256), míg a 11. osztályosok 24,2%-kal (N = 246) és a 12. évfolyamosok 23%-kal (N = 233) reprezentálódtak a mintában. Hat fő (0,6%) nem jelezte az osztályfokát. A lakóhely szerinti eloszlás a következő mintázatot mutatta: 24,9% (N = 253) fővárosi, 44,3% (N = 450) más városban él, 30,6% (N = 311) pedig községben, egy fő nem adta meg ezt az adatot. E tekintetben sem detektáltunk nemek közötti különbséget (χ2[2] = 5,81; p = 0,055; φ = 0,08). A középiskolások szülei jórészt felsőfokú (apák 44%-a; anyák 51%-a) és középfokú végzettségűek voltak (apák 24%-a; anyák 30%-a).

A mintaleírásban lényeges jeleznünk a nem szuicidális önsértésben érintett tanulók arányát, mivel a csak rájuk vonatkozó elemzéseket ezen az – önmagában is heterogén – almintán végezhettük el. A teljes minta 41,2%-a (N = 418) jelezte azt, hogy életében legalább egyszer nem öngyilkossági szándékkal szándékos önsértést végzett. A teljes önsértő almintának az átlagéletkora szintén közel 17 év volt (ákor = 16,86; szórás = 1,45; min. = 14 év, max. = 20 év). A nemi eloszlás is hasonlóan alakult, mint a teljes mintában (70,6%-uk [N = 295] lány, 29,3%-uk [N = 122] fiú volt, míg egy fő [0,2%] nem adta meg a nemét). Az osztályfokok eloszlása az önsértő csoportban hasonló mintázatot mutatott, mint a teljes mintában: 28% (N = 117) 9. osztályos, 23,2% (N = 97) 10. évfolyamos, 25,6% (N = 107) 11.-es, míg 22,2% (N = 93) 12. osztályos tanuló volt, 4 fő (1%) nem adta meg az osztályfokot.

Eszközök

Az alapvető demográfiai kérdések (nem, életkor, osztályfok, lakóhely típusa, szülők iskolai végzettsége) mellett jelen elemzésekben az alábbi mérőeszközökkel szerzett eredményeket használtuk fel.

Majdnem Tökéletes Skála – rövid változat

A perfekcionizmust az annak többtényezős jellegét leképezni képes Majdnem Tökéletes Skála rövid változatának (Short Almost Perfect Scale, SAPS; Rice, Richardson és Tueller, 2014) magyar verziójával (Reinhardt, 2022) mértük fel. A 8 tételes kérdőív 4 tétele a kitöltő önmaga elé állított sztenderdjei és teljesítményelvárásainak mértékét (törekvések) méri fel, míg másik 4 tétele a személyes törekvésektől észlelt távolságot, valamint az ezzel kapcsolatos szorongást és önkritikát összegzi (diszkrepancia). Míg a törekvések skála a perfekcionizmus egészséges, adaptív (pl. „Magasak az elvárásaim önmagammal szemben.”), addig a diszkrepancia skála a perfekcionizmus nem egészséges, maladaptív vonulatára (pl. „Szinte sohasem vagyok elégedett a teljesítményemmel.”) reflektál. Utóbbi kifejezett önkritikus jellege miatt az elmúlt évek szakirodalmában gyakran önkritikus perfekcionizmus elnevezéssel jelenik meg (Dunkley és mtsai, 2003). Mindkét faktoron minimum 4, maximum 28 pont szerezhető, mivel az egyes tételeket egy 1-től (egyáltalán nem értek egyet) 7-ig (teljes mértékben egyetértek) tartó skálán értékelheti önmagára nézve a kitöltő. A két skála között a legtöbb kutatás nem mutatott ki szignifikáns együttjárást (pl. Rice és mtsai, 2014), ami azok teoretikus elkülöníthetőségét empirikusan is megerősíti. Mindkét skála kiváló reliabilitásértékekkel bír. Az eredeti vizsgálatban (Rice és mtsai, 2014) a törekvések Cronbach-alfa-mutatója 0,85, míg a diszkrepanciáé 0,87 volt. Jelen felmérésben a törekvések Cronbach-alfa-értéke 0,85, a diszkrepancia skáláé pedig 0,76 volt. A mérőeszköz a két perfekcionizmus faktorból (törekvések és diszkrepancia) származtatott háromosztályos felosztás elkészítésére is alkalmas: (1) egészséges vagy adaptív perfekcionistáknak tekinthetjük azokat, akiknél magasak a törekvések, de alacsony a diszkrepancia; (2) a nem egészséges vagy maladaptív perfekcionisták azok, akik egyszerre érnek el magas értékeket mind a törekvések, mind a jelentős szorongást jelző diszkrepancia skálákon – ezt a csoportot aposztrofálják a szakirodalomban önkritikus perfekcionistaként (Dunkley és mtsai, 2003); végül (3) a nem perfekcionista személyek azok, akik vagy mindkét dimenzió mentén alacsony értékeket mutatnak, vagy alacsony törekvések – magas(abb) diszkrepancia értékekkel bírnak (Rice és Ashby, 2007). Utóbbi felosztás hátterét az a perfekcionizmus-szakirodalomban elfogadott álláspont adja, hogy a perfekcionizmus vezető eleme a magas személyes törekvések köre, annak hiánya a perfekcionista beállítódás hiányát jelzi (Stoeber, 2012). A kérdőív megfelelő kritériumvaliditást mutat: a törekvések skála fokozott lelkiismeretességgel és kognitív rugalmassággal kapcsolódott össze, a diszkrepancia skála pedig magas érzelmi labilitással, depresszív tünetszámmal és a hibázással összefüggő erős aggodalommal társult (Rice és mtsai, 2014).

Képességek és Nehézségek Kérdőív

A pszichés tüneteket a 25 tételes Képességek és Nehézségek Kérdőívvel (Strength and Difficulties Questionnaire, SDQ; Goodman, Meltzer és Bailey, 1998) térképeztük fel. A kérdőívet magyarra Turi, Tóth és Gervai (2011) adaptálta. Öt alskálájából – (1) érzelmi tünetek; (2) viselkedéses problémák; (3) hiperaktivitás és figyelmi nehézségek; (4) kortárskapcsolati problémák és (5) proszociális viselkedés – három főskála határozható meg. Az első négy alskála (1–4) összértéke egy összesített problémapontszámot jelez, az (1) érzelmi és a (4) kortárskapcsolati problémák együttesen képzik le az internalizáló tüneteket, míg a (2) viselkedéses és a (3) hipermotil, valamint figyelmi nehézségek összessége az externalizáló tünetkört adja (Goodman és mtsai, 1998). A proszociális viselkedés skálán elért magasabb érték az önzetlen, együttműködő, segítségnyújtó attitűdöt és magatartást jelzi. Minden tételt egy 0-tól (nem igaz) 2-ig (határozottan igaz) terjedő skálán értékelhet a kitöltő. Az összprobléma skála reliabilitásértéke mind az eredeti (Cronbach-α = 0,82; Goodman és munkatársai, 1998), mind saját vizsgálatunkban (Cronbach-α = 0,75) megfelelőnek bizonyult. Jelen vizsgálatban továbbá az internalizáló tünetskála megfelelő belső konzisztenciával (Cronbach-α = 0,75) bírt, az externalizáló tünetskála azonban csak közelítette az elfogadható értéket (Cronbach-α = 0,64).

Serdülő Mentális Egészség Kontinuum Skála rövid változat

A mentális egészség – betegség spektrum pozitív végének feltárása érdekében a szubjektív jóllét dimenzióit is feltártuk. Ehhez a Corey L. M. Keyes (2006) által kidolgozott, 14 tételes Serdülő Mentális Egészség Kontinuum Skála magyar változatát (Reinhardt, Horváth, Morgan és Kökönyei, 2020) használtuk, mely a globális jóllét három összetevőjét méri fel: (1) az érzelmi, (2) a pszichológiai és (3) a társas jóllét színtereit. A kamaszok az elmúlt hónap pozitív mentálisegészség-tapasztalatait becsülték meg a soha (0) és a minden nap (5) válaszadási kontinuumon. Rogoza és munkatársai vizsgálatukban kiváló megbízhatósági mutatókat azonosítottak: mind a teljes skálára (ω = 0,91), mind az egyes alskálákra (ω = 0,89, 0,84 és 0,82 az érzelmi, a pszichológiai és a társas jóllét esetében; Rogoza, Truong Thi, Różycka-Tran, Piotrowski és Żemojtel-Piotrowska, 2018). Jelen vizsgálatunk hasonlóan jó megbízhatóságot erősített meg a Cronbach-α-számítás alapján: a teljes skálára 0,90, az érzelmi jóllét esetében 0,83, a pszichológiai jóllét terén 0,82 és a szociális jóllét skálán 0,73 értékeket kaptunk.

A mérőeszköz értékelésénél lehetőség nyílik egy háromkategóriás felosztásra is annak alapján, hogy a három szubjektív jóllét terület milyen mértékben megélt a válaszadónál (Keyes, 2002). Az ún. virágzó személyek mindhárom jóllét színtéren magas értékekkel bírnak, míg az ún. hervadók kifejezetten alacsony fokban tapasztalják meg a szubjektív jóllét összetevőit. Közöttük a mérsékelt mentális egészséggel bírók helyezkednek el, akik átlagos övezetét élik meg a szubjektív jóllét területeinek. A háromosztályos jóllét index használata azért is indokolt, mert a három szubjektív jóllét skála egymással erős korrelációban áll (Rogoza és mtsai, 2018).

Állítások az Önsértés Kapcsán Kérdőív

A nem szuicidális szándékos önsértés jellemzőit az Állítások az Önsértés Kapcsán Kérdőív (Inventory of Statements about Self-Injury, ISAS; Klonsky és Glenn, 2009) magyar változatával (ISAS-HU; Reinhardt, Drubina, Kökönyei és Urbán, 2021) mértük fel. A kérdőív első egysége 12 önsértési mód (pl. vágás, karmolás, ütés, harapás, égetés) élettartam-prevalenciáját detektálja. További öt kérdés ebben a részben az önsértő viselkedés járulékos jellemzőit (pl. mikor sértette meg magát szándékosan a kitöltő először és utoljára; tapasztalt-e fájdalmat önsértés közben; az önsértő tett elkövetésére való sürgetettség idői jellemzői) térképezi fel. A mérőeszköz második része az önsértés hátterében álló lehetséges okokra kérdez rá. Mindegyik tétel egy 0-tól (nem jellemző) 2-ig (nagyon jellemző) terjedő skálán értékelhető. A 13-féle motiváció két főfaktorba rendeződik: intraperszonális okok és interperszonális okok. Az önsértés intraperszonális funkciói intrapszichés érzelemregulációs aspektusokat fednek le (érzelemszabályozás, disszociáció megszüntetése, distressz jelzése, önbüntetés és öngyilkossági gondolatok megelőzése). Az interperszonális motivációk pedig a társas közegből származó hatások önsértéssel történő „kezelésének” okait sűrítik (autonómia kifejezése, személyközi határok szabályozása, interperszonális figyelem kiváltása, kortársakhoz való kötődés, bosszú kifejezése, öngondoskodás, szenzoros élménykeresés, szívósság kifejezése) (Klonsky és Glenn, 2009). Vizsgálatunkban a kérdőív második felének rövid, 26 tételes változatát (Washburn és mtsai, 2012) használtuk. Mind az intraperszonális (Cronbach-α = 0,80; Klonsky és Glenn, 2009 és 0,76 saját vizsgálatunkban), mind az interperszonális okok faktora kielégítő belső konzisztenciaadatokat mutat (Cronbach-α = 0,88; Klonsky és Glenn, 2009 és 0,82 jelen adatokon).

Eljárás

Hozzáférhetőségi mintavétellel 5 budapesti és 9 vidéki gimnáziumban és szakgimnáziumban értünk el 9–12. évfolyamos tanulókat 2019. február és 2020. január között. Írásos intézményvezetői hozzájárulást követően a serdülőkkel osztályfőnöki órák keretében ismertettük a vizsgálat célját, s ezt követően kiosztottuk a szülőknek és a kamaszoknak szóló tájékoztató és beleegyező nyilatkozatot. Összesen 1232 tanulónak osztottunk ki ilyen nyilatkozatokat, 173 tanuló azonban vagy nem hozta vissza azokat, vagy később, az adatgyűjtés során hiányzott. A kérdőívcsomag kitöltése az abba írásban beleegyezettek részére osztályfőnöki órák keretében történt vagy online formában, a Qualtrics platformon keresztül (N = 524; 51,6%), vagy nyomtatott füzetformátumban (N = 491; 48,4%) az iskolák számítástechnikai felszereltségétől függően. Nemi különbség nem jelent meg a kétféle kitöltési forma gyakoriságában (χ2[1] = 2,51; p = 0,113; φ = 0,05). A teljes folyamatot képzett vizsgálatvezetők felügyelték, akik szükség esetén válaszoltak a tanulók kérdéseire, s a kitöltést követően is a teremben maradtak az esetleges további kérdések megválaszolására. A vizsgálat végén minden tanulónak kiosztásra került egy brosúra a nem szuicidális önsértésről, az abból való kilábalás lehetőségeiről, valamint a pszichológiai támogatás konkrét elérhetőségeiről. A vizsgálatban való részvételért anyagi ellentételezést senki nem kapott. Iskolai személyzet nem volt jelen az adatfelvétel során.

Statisztikai elemzés

Elsőként a felmért konstruktumok leíró jellemzőit (átlag, szórás, gyakoriság, együttjárások) adjuk meg. A kérdőívek belső konzisztenciáját a Cronbach-alfa-mutatóval vizsgáljuk. A perfekcionista csoportok különböző szempontok szerinti összehasonlítását egyszempontos ANOVA-val, illetve Khí-négyzet-próbával végezzük el, az összefüggések erősségét előbbi esetben ƞ2 mutatóval, utóbbiban a Phi-értékkel (φ) adjuk meg. A csoportok páronkénti összehasonlítására Tukey-féle utóelemzést alkalmazunk. A három perfekcionista csoportot – adaptív; maladaptív/önkritikus és nem perfekcionista – a Majdnem Tökéletes Skála rövid változata bemutatásánál részletezett szempontok szerint alakítjuk ki. A perfekcionista működésmódok magyarázószerepét a tüneti kép tekintetében többváltozós lineáris regressziós elemzéssel, az önsértő státusz tekintetében pedig multinomiális logisztikus regresszióval teszteljük. Ezekhez az elemzésekhez az SPSS 28.0 változatát használjuk.

Az önsértés súlyossági mutatóit alapul vevő látens klaszterelemzéssel a középiskolás kamaszmintában megmutatkozó diverzitást szerettük volna feltárni a nem szuicidális önsértés tekintetében. Ezzel a személyorientált módszerrel a kitöltők válaszai alapján csoportokat azonosíthatunk a 12 önsértési módban való részvétel (gyakoriság és módok száma) alapján. A következő statisztikai mutatók mentén határozzuk meg a legjobban illeszkedő modellt: a Consistent Akaike Information Criterion (CAIC), a Bayesian Information Criterion (BIC) és a sample-adjusted BIC (SABIC) mutatók esetében a minél kisebb érték utal a jobban illeszkedő modellre. A Lo-Mendell-Rubin (LMR) likelihood ratio tesztet és a parametric bootstrap (BLRT; McLachlan és Peel, 2000) eljárást pedig azért alkalmazzuk, hogy összehasonlítsuk a k-klasztert a k-1 klaszterrel. Amennyiben az LMR vagy a BLRT érték szignifikáns, a vizsgált k-klaszter modell statisztikailag jobban illeszkedik, mint a megelőző k-1 klaszter modell. Figyelembe vesszük továbbá az entrópia értékét is, mely 0,80-as érték körül, illetve felett tisztábban elkülönülő klaszterek jelenlétét erősíti meg. A statisztikai mutatók mellett fontos gyakorlati szempont az is, hogy a kirajzolódó klaszterek értelmezhetők-e és a klaszterek elemszáma nem túl alacsony-e. Miután kiválasztjuk a legjobban illeszkedő modellt, a kirajzolódó osztályokat a mentálisegészség-mutatók és a perfekcionizmus tekintetében hasonlítjuk össze. A mentálisegészség-mutatókat, a perfekcionizmus dimenzióit, a nemet (0 = lányok; 1 = fiúk) és az életkort prediktorváltozóként kezeljük. Asparouhov és Muthén (2014) nyomán a prediktorváltozók és a klaszterek közötti összefüggések elemzésére az R3STEP kiegészítő elemzést is elvégezzük. Az R3STEP multinomiális logisztikus regresszióelemzés sorozatban az adott osztály kapcsán becsült prediktorhatások a referenciacsoporttal kerülnek összehasonlításra. A látens klaszterelemzéshez és az R3STEP elemzéshez az Mplus 8.0 (Muthén és Muthén, 1998–2021) statisztikai programcsomagot alkalmazzuk.

A szignifikanciaszintet általánosságban 95%-os megbízhatósági szinten határozzuk meg.

Etikai vonatkozások

Vizsgálatunkat a Helsinki Nyilatkozat (WHO, 2001) etikai alapelveivel összhangban folytattuk le. Arra etikai engedélyt az Eötvös Loránd Tudományegyetem Pedagógiai és Pszichológiai Kar Kutatásetikai Bizottsága adott ki 2018. decemberében. A kérdőívkitöltés során nem kértünk olyan adatot, amely a vizsgálati személyek bármilyen beazonosítására alkalmas lett volna. A részvétel önkéntes és a vizsgálat során bármikor visszavonható volt. A részvétel kapcsán továbbá mind a kamasz, mind valamely szülőjének az előzetes írásos beleegyezése is feltételként szerepelt.

Eredmények

A perfekcionizmus, a pszichés tünetek és az önsértő viselkedés leíró jellemzői a mintában

A vizsgált középiskolások között többségben vannak az egészséges perfekcionizmussal jellemezhető kamaszok (52,9%; N = 537). Közel negyedük maladaptív, önkritikus perfekcionistaként (23,6%; N = 240) írható le, szintén negyedük pedig nem perfekcionistaként (23,4%; N = 238). A kognitív-viselkedéses perfekcionista jellemzőkben nemi különbséget azonosítottunk: a kamaszlányok szignifikánsan nagyobb valószínűséggel – bár gyenge hatásméret mellett – tartoznak az önkritikus perfekcionista csoportba, míg a fiúk a nem perfekcionisták közé (χ2[2] = 42,54; p < 0,001; φ = 0,21). A részletes adatok az 1. táblázatban olvashatók.

1. táblázat.

A perfekcionizmus és a nem összefüggései

Perfekcionista csoportok
NemAdaptív

N (%)
Önkritikus

N (%)
Nem perfekcionista

N (%)
Össz

N (%)
Fiú194 (56,7)42 (12,3)106 (31,0)342 (100)
Lány342 (51,0)198 (29,5)131 (19,5)671 (100)
Össz536 (100)240 (100)237 (100)1013 (100)

Az életükben valaha önsértést végző kamaszok (41,2%; N = 418) közül 96 fő (a teljes minta 9,5%-a) egy hónapnál korábbi önsértésről számolt be (valaha önsértők), míg 322-en (a teljes minta 31,7%-a) egy hónapon belüli önsértésről (aktuális önsértők). A minta 58,8%-a (N = 597) sohasem végzett önsértést. Az önsértő státuszban is – kis hatásméret mellett – nemi különbség jelent meg (χ2[2] = 10,220; p = 0,006; φ = 0,100). A lányok körében magasabb az aktuálisan önsértést folytatók aránya. Az önsértés megjelenésének esélyét a női nem másfélszeresére emeli serdülő mintánkban (OR = 1,42 [1,08–1,85], p = 0,011). Érdemes kiemelni, hogy a teljes önsértő minta jó része (68,7%-a; N = 287) ismétlődő önsértésről (10 vagy annál több önsértési epizódról; Gratz, Dixon-Gordon, Chapman és Tull, 2015) számolt be. Egyharmaduk (31,3%; N = 131) pedig kevesebb mint 10 alkalommal végzett önsértést, azaz ún. kipróbálónak tekinthető (Gratz és mtsai, 2015). Az önsértés további súlyossági mutatója az alkalmazott önsértési módok száma. Ez mintánkban átlagosan közel négyféle önsértési mód volt (á = 3,95; SD = 2,58; min. = 1, max. = 11), az önsértők 20,3%-a (N = 80) használt egyféle önsértési módot.

A fejezetet a perfekcionizmus skála, valamint a pszichés tünetek és a szubjektív jóllétmutatók leíró adatainak közlésével zárjuk (2. táblázat).

2. táblázat.

A vizsgálatban alkalmazott skálák leíró adatai

Min.Max.ÁtlagSzórás
SAPS standardok42820,335,31
SAPS diszkrepancia42816,385,52
SDQ össz13313,215,46
SDQ internalizáló0186,613,75
SDQ externalizáló0186,603,08
MHC-SF össz46740,1712,81
MHC-SF érzelmi jóllét0159,473,28
MHC-SF pszichés jóllét13019,256,15
MHC-SF szociális jóllét02411,455,04

Megjegyzés: N = 1014 – 1015. SAPS = Majdnem Tökéletes Skála rövid változat. SDQ = Képességek és Nehézségek Kérdőív. MHC-SF = Serdülő Mentális Egészség Kontinuum Skála.

A perfekcionizmus dimenziói és a mentális egészségmutatók közötti kapcsolat

A három perfekcionista csoportot összehasonlítottuk a felmért mentális egészségmutatók tekintetében. Az elvártaknak megfelelően az adaptív perfekcionista csoport tagjai jellemezhetők a legkevesebb mentálisbetegség-tünettel (3. táblázat), egyben a legtöbb pozitív mentálisegészség-mutatóval (3. táblázat), valamint a körükben a legalacsonyabb a nem szuicidális önsértés előfordulása (5. táblázat). Fontos kiemelni, hogy az externalizáló problémakör kivételével – ahol az önkritikus perfekcionista csoport nem különbözött a nem perfekcionistától – minden változó tekintetében mindhárom perfekcionista csoport szignifikánsan eltért egymástól. Az adaptív perfekcionisták vannak a legkedvezőbb mentális állapotban, őket a nem perfekcionista személyek követik, végül az önkritikus perfekcionisták következnek. Utóbbiak körében – amennyiben a szubjektív jóllét háromkategóriás felosztását vesszük alapul – szignifikánsan a legmagasabb a hervadó fiatalok aránya, azaz azoké, akik mindhárom szubjektív jóllét területen kifejezetten alacsony értékeket mutatnak. Az adaptív perfekcionisták ezzel ellentétben kimagasló mértékben jellemezhetők a virágzás állapotával (χ2[4] = 79,63; p < 0,001; φ = 0,28). Ezeket az eredményeket a 4. táblázat foglalja össze.

3. táblázat.

Perfekcionista csoportok összehasonlítása a mentális egészség spektrum tekintetében

VáltozóAdaptív perfekcionisták (N = 537)

M (SD)
Önkritikus perfekcionisták (N = 240)

M (SD)
Nem perfekcionisták (N = 237)

M (SD)
Statisztikai próba értéke (p); hatásméret-mutatóCsoportok közötti különbségek*
SDQ összprobléma11,66 (4,90)16,48 (5,18)13,42 (5,48)F(2) = 74,18 (<0,001)

ƞ2 = 0,13
A < N < Ö
SDQ internalizáló tünetek5,59 (3,33)9,09 (3,57)6,40 (3,69)F(2) = 84,75 (<0,001)

ƞ2 = 0,14
A < N < Ö
SDQ externalizáló tünetek6,07 (2,88)7,39 (3,24)7,02 (3,12)F(2) = 18,69 (<0,001)

ƞ2 = 0,04
A < N = Ö
MHC-SF össz44,07 (11,34)33,06 (12,97)38,53 (12,37)F(2) = 72,84 (<0,001)

ƞ2 = 0,13
A > N > Ö
MHC-SF érzelmi jóllét10,37 (2,90)7,50 (3,25)9,43 (3,27)F(2) = 71,98 (<0,001)

ƞ2 = 0,13
A > N > Ö
MHC-SF pszichológiai jóllét21,16 (5,32)16,09 (6,57)18,12 (5,91)F(2) = 69,85 (<0,001)

ƞ2 = 0,12
A > N > Ö
MHC-SF szociális jóllét12,55 (4,91)9,47 (4,77)10,97 (4,95)F(2) = 34,37 (<0,001)

ƞ2 = 0,06
A > N > Ö

Megjegyzés: *A jelzett csoportok közötti különbségek p < 0,01 szinten szignifikánsak. ƞ2 = hatásméret-mutató: 0,01 = kis hatásméret; 0,06 = közepes hatásméret; >0,14 erős hatásméret (Cohen, 1988). A = Adaptív perfekcionista, Ö = Önkritikus perfekcionista, N = Nem perfekcionista. SDQ = Képességek és Nehézségek Kérdőív. MHC-SF = Serdülő Mentális Egészség Kontinuum Skála.

4. táblázat.

A perfekcionista csoportok szubjektív jólléte

Perfekcionista csoportok
Mentális egészségAdaptív

N (%)
Önkritikus

N (%)
Nem perfekcionista

N (%)
Virágzó222 (41,3)37 (15,4)61 (25,6)
Mérsékelt282 (52,5)150 (62,5)144 (60,5)
Hervadó33 (6,1)53 (22,1)33 (13,9)
Össz537 (100)240 (100)238 (100)

Az önsértő státuszt vizsgálva az önkritikus perfekcionisták csoportjában a legmagasabb az aktuálisan önsértők aránya, közel kétszerese az adaptív perfekcionista csoportban előforduló aránynak (χ2[4] = 48,75; p < 0,001; φ = 0,22). Az adaptív perfekcionista és a nem perfekcionista csoport e tekintetben jelentősen nem tér el egymástól. Kiemelendő, hogy az önkritikus perfekcionisták közel fele egy hónapon belüli önsértő epizódról számol be. Eredményeinket az 5. táblázatban közöljük.

5. táblázat.

Önsértő státusz a perfekcionista csoportokban

Perfekcionista csoportok
Önsértő státuszAdaptív

N (%)
Önkritikus

N (%)
Nem perfekcionista

N (%)
aktuálisan136 (25,3)115 (47,9)71 (29,8)
valaha47 (8,8)29 (12,1)20 (8,4)
sohasem354 (65,9)96 (40,0)147 (61,8)
össz537 (100)240 (100)238 (100)

A perfekcionista státuszt tekintve az életükben legalább egyszer önsértésről beszámolók körében teszteltük az önsértés egyik fontos súlyossági mutatóját (hányféle önsértési módot használ valaki) és az önsértés hátterében álló okcsoportok megjelenését is. Az önkritikus perfekcionisták szignifikánsan többféle önsértési módot alkalmaznak, s önmagukat inkább intraperszonális – érzelemszabályozási – okokból bántják az adaptív és a nem perfekcionista csoportokhoz képest. Az interperszonális – azaz társas hatások miatt elkövetett – önsértésmotivációban nem volt különbség a csoportok között (6. táblázat).

6. táblázat.

Perfekcionista csoportok összehasonlítása az önsértés súlyossága és okai mentén

VáltozóAdaptív perfekcionisták (N = 174)

M (SD)
Önkritikus perfekcionisták (N = 135)

M (SD)
Nem perfekcionisták (N = 86)

M (SD)
Statisztikai próba értéke (p); hatásméret-mutatóCsoportok közötti különbségek*
Önsértési módok száma3,44 (2,30)4,75 (2,77)3,72 (2,54)F(2) = 10,74 (<0,001)

ƞ2 = 0,05
A = N < Ö
Önsértés intraperszonális okból4,68 (3,91)7,02 (4,30)5,50 (3,82)F(2) = 11,66 (<0,001)

ƞ2 = 0,06
A = N < Ö
Önsértés interperszonális okból7,64 (6,20)6,99 (5,13)7,16 (5,74)F(2) = 0,46 (=0,63)

ƞ2 = 0,003
A = N = Ö

Megjegyzés: *A jelzett csoportok közötti különbségek min. p < 0,05 szinten szignifikánsak. ƞ2 = hatásméret-mutató: 0,01 = kis hatásméret; 0,06 = közepes hatásméret; >0,14 erős hatásméret (Cohen, 1988). A = Adaptív perfekcionista, Ö = Önkritikus perfekcionista, N = Nem perfekcionista.

A perfekcionista működésmódok magyarázószerepe a mentális betegségtünetek és az önsértés tekintetében

Többváltozós lineáris regressziós modellben teszteltük a perfekcionizmus adaptív, valamint maladaptív/önkritikus vonulatának hatását a mentális betegségtünetekre, illetve multinomiális regressziós modellben az önsértés előfordulására. Mindkét modellben kontrolláltuk a nem, az életkor és az iskolai teljesítmény hatását. A perfekcionizmus két – prediktor változóként kezelt – komponensét folytonos változóként kezeltük: a Majdnem Tökéletes Skála rövid változatának standardok skálája az adaptív, diszkrepancia skálája pedig a maladaptív/önkritikus vonulatnak feleltethető meg (Rice és mtsai, 2014). Eredményeink szerint az önkritikus perfekcionizmus jelenléte növeli (OR = 0,54 [0,47 – 0,60]; t = 16,69; p < 0,001), míg az adaptív perfekcionista hozzáállás csökkenti (OR = −0,25 [–0,32 – −0,19]; t = −7,34; p < 0,001) a mentális betegség tünetszámot (F[5] = 81,93; p < 0,001; R2 = 0,29). Az összefüggés külön-külön, az internalizáló (F[5] = 85,61; p < 0,001; R2 = 0,30) és az externalizáló tünetek (F[5] = 34,17; p < 0,001; R2 = 0,14) esetében is igaznak bizonyult. A kontrollváltozók közül az életkornak nem volt szignifikáns hatása, a női nem (OR = 0,10 [0,50 – 1,75]; t = 3,54; p < 0,001) és a rosszabb iskolai teljesítmény (OR = 0,10 [0,27 – 1,11]; t = 3,25; p < 0,001) azonban az össztünetszám növekedési esélyével kapcsolódott össze. Az internalizáló tünetek növekedésével a kontrollváltozók közül a női nem (OR = 0,21 [1,20 – 2,06]; t = 7,51; p < 0,001) asszociálódott, míg az externalizáló tünetekkel a férfi nem (OR = −0,08 [–0,89 – −0,12]; t = −2,56; p = 0,011) és a rosszabb iskolai teljesítmény (OR = 0,18 [0,47 – 0,99]; t = 5,53; p < 0,001).

Fontos eredmény, hogy a perfekcionizmus önkritikus vonulata (OR = 1,08 [1,03 – 1,14]; Wald = 9,68; p = 0,002) és az idősebb életkor (OR = 1,29 [1,10 – 1,52]; Wald = 10,07; p = 0,002) megnövelte a múltbeli önsértés előfordulási esélyét, míg erre az adaptív perfekcionista beállítódásnak, a nemnek és az iskolai teljesítmények nem volt hatása. Az aktuálisan, azaz egy hónapon belüli önsértés esélyét az önkritikus perfekcionizmus (OR = 1,12 [1,08 – 1,16]; Wald = 45,26; p < 0,001) növelte, ellenben az adaptív perfekcionizmus, azaz a magas standardok csökkentették (OR = 0,96 [0,93 – 0,99]; Wald = 5,54; p = 0,019). Míg az önkritikus perfekcionizmus egységnyi fokozódása közel 12%-kal növeli a jelenlegi önsértés kockázatát, addig a standardokban bekövetkezett egységnyi növekedés 4%-kal csökkenteni képes azt. Itt a kontrollált változók nem bírtak hatással. A modell illeszkedése megfelelő volt (Nagelkerke R2 = 0,97; χ2[10] = 84,33; p < 0,001).

Látens klaszterelemzéssel azonosított önsértő csoportok perfekcionizmus jellemzői

A felmért tizenkét önsértési módot és azok gyakoriságát alapul vevő látens klaszterezéssel különböző számú önsértő csoportot azonosítottunk az önsértő almintában. Az illeszkedési mutatók és a klasszifikáció eredményei a 7. táblázatban olvashatók. A mutatók (kifejezetten az LMR-érték) a három- és a négyosztályos modelleket egyaránt támogatták. Mind a három-, mind a négyosztályos felosztás entrópiaértéke az egyes csoportok megfelelő elkülöníthetőségét mutatta fel. A háromklaszteres modell első csoportjába az önsértő alminta 18%-a (N = 82) sorolódott, a második csoportba 62% (N = 285) tartozott, míg a harmadik csoport 20%-ot képviselt (N = 90). A négyosztályos megoldás esetében az első csoportba az önsértők 16%-a (N = 75) sorolódott, a második csoportba 48%-uk (N = 218), a harmadik csoportba 21%-uk (N = 97), míg a negyedikbe 15%-uk (N = 69) esett. A három- és a négyosztályos modellek legvalószínűbb osztálytagságának összevetése feltárta, hogy a négyosztályos modell negyedik csoportja a háromosztályos modell második csoportjának az egyik alcsoportjaként értelmezhető. Ráadásul a háromosztályos modell harmadik csoportja 100%-ban leképződött a négyosztályos modell harmadik csoportjában. A tizenkét önsértési mód megjelenésének (alkalmazásának) feltételes valószínűsége a három- és a négyosztályos modellek esetén a 8. táblázatban látható. Az első és a harmadik osztály mindkét modell esetében intenzív szöveti károsodással járó önsértési módok használatát jelzi, s mindkét modell esetében a harmadik osztályba tartozó önsértők – az első osztály tagjaihoz viszonyítva – többféle és erőteljesebb kárt okoznak a saját testükön (pl. vágás, harapás, égetés, karmolás, ütés, sebgyógyulás megakadályozása, tűszúrás). A második csoportba mindkét modell esetében olyan önsértők kerültek, akik relatíve kicsi valószínűséggel végeznek önsértést, s maga az önsértő tett kevésbé súlyos: leginkább önütés és a sebgyógyulás megakadályozása jelenik meg mint önsértő cselekedet. A négyosztályos felosztásban a negyedik csoportba tartozó önsértők egyedi jellemzője, hogy leginkább a vágást (falcolást) és a bőrbe vésést használják mint önsértő módot, a többi önsértési technikát azonban elenyésző valószínűséggel alkalmazzák. Az értelmezésben a négyosztályos felosztást tartottuk meg, mert az megfelelő illeszkedési mutatói mellett az önsértő csoportok finomabb felosztását teszi lehetővé. A négy látens csoportot az alábbiak szerint neveztük el. Az első csoport tagjai (16%-a az önsértőknek) alapvetően olyan önsértési módokat használnak, melyekhez eszköz nem szükséges, így a harapást, a karmolást és az ütést. Figyelembe véve az önsértő módok számát és gyakoriságát, ennek az osztálynak a Közepes mértékű önsértők elnevezést adtuk. A második csoport, az önsértők legnépesebb tábora (48%-a) közepes mértékben használja az önütést, amelyhez más önsértési módok ritkán és enyhe mértékben kapcsolódnak. Ezért ezt a csoportot Önütőknek neveztük el. A harmadik csoport (az önsértők 21%-a) szinte az összes önsértési módot alkalmazza, ezek legtöbbjét (pl. vágás, harapás, égetés, bőrbe vésés, erős csípés, karmolás, ütés, sebgyógyulás megakadályozása) jelentős mértékben és gyakran. A súlyosság eme fokát figyelembe véve a harmadik csoportot Súlyos önsértőknek neveztük el. A negyedik csoport (az önsértők 15%-a) egy sajátos önsértési mód konstellációt mutatott: kiemelkedően gyakori és jelentő mértékű vágást (falcolást) és kisebb gyakoriságú és közepes mértékű bőrbe vésést és ütést jeleztek. A vágás uralkodó volta miatt ezt a csoportot Falcolóknak neveztük el.

7. táblázat.

A látens klaszterelemzés illeszkedési mutatói és az osztályba sorolás pontosságának adatai

Modellk#fpLLCAICBICSABICEntrópiaLMR pBLRT p
Egy osztály112−3129,336344,216332,216294,13
Két osztály225−2887,965954,145929,145849,800,780<0,0001<0,0001
Három osztály338−2847,255965,405927,405806,800,7900,035<0,0001
Négy osztály451−2824,976013,525962,525800,660,7490,032<0,0001
Öt osztály564−2805,556067,366003,365800,240,7380,634<0,0001
Hat osztály677−2784,416117,766040,765796,390,7450,158<0,0001

Megjegyzés: A dőlttel szedett modellek az illeszkedési és osztályba sorolásai mutatók jósága alapján versengő modellek. k = klaszterek száma. #fp = a szabad paraméterek száma. LL = model log likelihood; CAIC = Consistent Akaike Information Criterion; BIC = Bayesian Information Criterion; SABIC = a mintamérethez igazított BIC; LMR = Lo, Mendell és Rubin likelihood ratio test; BLRT = bootstrap likelihood ratio test.

8. táblázat.

Az egyes önsértési módok csoportilleszkedési mutatói a három- és a négyosztályos látens klaszter modellekben

Önsértési módHáromosztályos modellNégyosztályos modell
1. csoport2. csoport3. csoport1. csoport2. csoport3. csoport4. csoport
Vágás0,3220,2640,8090,3440,1200,7990,661
Harapás0,7170,2050,6230,7350,2470,6240,079
Égetés0,0580,0880,6560,0420,0710,6450,112
Bőrbe vésés0,2110,1370,6800,2480,0150,6540,475
Erős csípés0,9510,1680,5451a0,2210,5270,037
Hajkitépés0,3840,0710,3610,3980,1000,3430a
Erős karmolás0,7150,0910,7440,7290,1250,7310a
Önütés0,7200,4100,7610,7170,4440,7530,323
Sebgyógyulás megakadályozása0,5510,4500,8050,5510,4990,7790,307
Bőr falnak dörzsölése0,1900,0620,4820,2100,0490,4470,104
Bőr megszúrása tűvel0,3170,0840,6940,3290,0820,6740,072
Veszélyes anyag lenyelése0,0220,0430,1970,0160,0530,1890,013

Megjegyzés: aRögzített értékek a modelloptimalizáció érdekében. 1 = az igen válasz legmagasabb valószínűsége. 0 = az igen válasz legalacsonyabb valószínűsége.

A négy önsértő csoportot ezt követően az R3STEP multinomiális regresszióelemzési módszerrel hasonlítottuk össze. A páronkénti összehasonlítás regressziós együtthatói a 9. táblázatban olvashatók. Ennek alapján a fiúk nagyobb valószínűséggel kerülnek az Önütők csoportjába, mint a Közepes mértékű önsértők közé, illetve a lányok tendenciaszinten nagyobb valószínűséggel kerülnek a Súlyos önsértők közé, mint a Közepes mértékben önsértők csoportjába. A Súlyos önsértők csoportjában erőteljesebb az önkritikus perfekcionista hozzáállás és alacsonyabb a szubjektív jóllét, mint a Közepes mértékben önsértők között. Tendenciaszinten pedig a Közepes mértékben önsértők csoportjában magasabb az önkritikus perfekcionizmus, mint az Önütők körében. Az intraperszonális önsértési motiváció különböztette meg a legtöbb önsértő csoportot: az Önütők önsértenek a legkevésbé intraperszonális okokból, míg a Falcolók, illetve a Közepes mértékben és a Súlyosan önsértők önsértésének hátterében jelentősebb az intraperszonális motiváció. Az életkor, a perfekcionista standardok és az interperszonális önsértési motiváció egyik önsértő csoportot sem különböztette meg.

9. táblázat.

Az önsértő csoporttagság prediktorváltozói – multinomiális logisztikus regressziós eredmények

Csoportok összevetésePrediktorBecslésS. E.p
1. csop. vs. 4. csop.Nem3,036,410,636
Kor0,290,180,103
Perf. standardok0,160,220,479
Perf. diszkrepancia0,160,210,434
Szubjektív jóllét−0,220,370,552
Intraperszonális okok0,070,060,214
Interperszonális okok−0,010,050,880
2. csop. vs. 4. csop.Nem4,356,470,501
Kor0,290,180,103
Perf. standardok0,040,190,829
Perf. diszkrepancia−0,100,220,661
Szubjektív jóllét0,240,410,563
Intraperszonális okok−0,190,070,008
Interperszonális okok0,010,060,918
3. csop. vs. 4. csop.Nem3,686,410,565
Kor0,120,170,480
Perf. standardok−0,070,200,731
Perf. diszkrepancia0,300,220,183
Szubjektív jóllét−0,690,390,078
Intraperszonális okok0,130,060,026
Interperszonális okok0,040,040,388
2. csop. vs. 1. csop.Nem1,320,500,008
Kor−0,010,140,973
Perf. standardok−0,110,190,557
Perf. diszkrepancia−0,260,140,074
Szubjektív jóllét0,460,320,147
Intraperszonális okok−0,260,070,0001
Interperszonális okok0,010,060,825
3. csop. vs. 1. csop.Nem0,650,580,259
Kor−0,170,150,258
Perf. standardok−0,220,210,288
Perf. diszkrepancia0,140,180,440
Szubjektív jóllét−0,470,330,155
Intraperszonális okok0,050,060,389
Interperszonális okok0,040,050,346
3. csop. vs. 2. csop.Nem−0,670,340,052
Kor−0,170,110,128
Perf. standardok−0,110,130,380
Perf. diszkrepancia0,390,160,011
Szubjektív jóllét−0,930,280,001
Intraperszonális okok0,310,070,0001
Interperszonális okok0,030,050,556

Megjegyzés: S. E. = standard hiba. A nem esetében 0 = lány és 1 = fiú. A szubjektív jóllét a Mentális Egészség Kontinuum Skála rövid változatának ordinális kiértékelésén alapul, ahol 0 = hervadó, 1 = mérsékelt mentális egészségű és 2 = virágzó.

Megbeszélés

Kutatásunk fókuszába középiskolások perfekcionizmusjellemzőit, kiemelten a perfekcionizmus egészségtelen vonulataként számontartott önkritikus perfekcionizmust helyeztük. Mivel a nemzetközi kutatásokban indokolatlanul elhanyagolt terület, áttekintettük a különböző perfekcionizmuskomponensek mentálisegészség-mutatókkal – így a pszichés betegségtünetekkel, a szubjektív jóllét összetevőivel, valamint a nem öngyilkossági szándékkal történő önsértéssel – való kapcsolatát.

Eredményeink szerint a kamaszok többsége, kicsivel több, mint a fele, az egészséges perfekcionista csoportba sorolható. Magas belső standardok által motivált a teljesítményük, céljaik elérése érdekében hatékonyan képesek erőfeszítéseket tenni (Stoeber és Otto, 2006). A serdülők körülbelül negyedénél azonban a perfekcionizmus egészségtelen, maladaptív komponense is magas. Ők önkritikus perfekcionistaként írhatók le: bár magas elvárásokat állítanak önmaguk elé, de erősen szoronganak a hibázás és mások negatív megítélése miatt. Elvárásaik és teljesítményük között jelentősebb távolságot élnek meg, így gyakorta elégedetlenek magukkal (Dunkley és mtsai, 2003). Ez a fokozott önkritikusság negatív érzelmi következményekhez vezet (Dunkley és Blansktein, 2000). Ebbe a csoportba a lányok nagyobb valószínűséggel tartoznak, mint a fiúk. Az önkritikus perfekcionizmus és a nem kapcsolata az eddigi kutatásokban nem egyértelmű eredményeket hozott. Saját kutatásunk azokat a fiatal felnőttkorban, jellemzően a felsőoktatásban töltött években kapott nemzetközi eredményeket erősíti meg, amelyek szerint a perfekcionista törekvésekben nem mutatható ki nemi különbség, a lányok esetében azonban a perfekcionista diszkrepancia, a perfekcionizmus önkritikus komponense markánsabb (Sand és mtsai, 2021). Mindez összefüggésben állhat azzal a konzekvensen kimutatott nemi „szakadékkal”, hogy a nők alacsonyabb önértékeléssel bírnak a férfiakhoz képest (Bleidorn és mtsai, 2016), valamint a szelf-fókuszú negatív rumináció is erősebben kötődik a női nemhez (Johnson és Wishman, 2013). A kamaszok szintén negyede körében nincsenek jelen magas elvárások, a teljesítményt húzó erők, így nem perfekcionista attitűddel jellemezhetők.

A perfekcionista csoportok megoszlása serdülő mintánkban tendenciájában összhangban van számos nemzetközi – látens profil vagy látens osztályelemzéssel dolgozó – kutatással, melyekben hasonlóképpen 13–27% körül mozog a nem perfekcionisták aránya, míg a legtöbben (39–62%) az adaptív perfekcionista csoportba sorolódnak, őket követi a maladaptív perfekcionisták jelenléte (13–34%) (pl. Gilman, Rice és Carboni, 2014; Moate, Gnilka, West és Bruns, 2016; Wang, Permyakova és Sheveleva, 2016). Egy, az 1989 és 2016 közötti angolszász egyetemista kohortkutatásokat elemző metaanalízis arra mutatott rá, hogy a perfekcionizmus minden formája és komponense időben lineáris növekedést mutatott (Curran és Hill, 2019). Ennek a háttere lehet, hogy napjaink felnövekvő generációi gyakran kerülnek olyan környezeti nyomás alá, amely „mindig a legjobb” teljesítményt várja el tőlük (Stoeber, 2018). A jelenség nyomán megjelent a perfekcionista generáció elnevezés is. Ugyanakkor egy újabb, spanyol serdülőpopulációbeli kutatás (Ruiz-Esteban, Méndez, Fernández-Sogorb és Álvarez Teruel, 2021) a nem perfekcionista tanulók számbeli fölényét (67%) és kevesebb adaptív perfekcionistát (9%) detektált a maladaptív perfekcionisták (24%) hasonló aránya mellett. A különbségek kapcsán a kulturális háttér mellett felvetődik a módszertani eltérések hatása, így az eltérő perfekcionizmus komponenseket azonosító modelleken alapuló mérőeszközök szerepe is.

A perfekcionista szelf-reprezentáció minőségeit tekintve – a korábbi szakirodalmi eredményeknek és elvárásainknak megfelelően – az egészséges perfekcionista csoport bír a legkiválóbb mentális egészséggel: alacsony pszichés problémaszinttel és magas szubjektív jólléttel, valamint a legalacsonyabb veszélyeztetettséggel az aktuális nem szuicidális önsértést tekintve. A legrosszabb mentális állapotban az önkritikus perfekcionisták vannak, míg a két elkülönülő perfekcionista csoport közé a nem perfekcionisták „ékelődtek be”. Utóbbiak mentálisegészség-mutatói nem kiemelkedőek, de kevésbé veszélyeztetettek negatív mentális kimenetek tekintetében, mint az önkritikus perfekcionista csoport tagjai.

Érdemes kiemelni, hogy az egészséges/adaptív perfekcionisták körében magas – 40% feletti – azoknak az aránya, akik kiemelkedő értékeket jeleztek mind az érzelmi, mind a pszichológiai, mind a társas jóllét területén, azaz ún. virágzónak tekinthetők. Ezzel párhuzamosan körükben alacsony – 6% – az ún. hervadók jelenléte. Ezek az előfordulási arányok teljes mértékben egybecsengenek korábbi, nem klinikai kamaszközösségekben mért értékekkel (Keyes, 2006). Az önkritikus perfekcionista csoportban éppen fordított a kép: az egészséges perfekcionistákhoz képest közel háromszor ritkább a virágzás, s több mint háromszor gyakoribb a hervadás lélektani állapota. A hervadók mindhárom szubjektív jóllét területen rosszul érzik magukat, mintegy „vegetálnak” (Keyes, 2006): alacsony a pozitív érzelmek előfordulása mindennapjaikban, elégedetlenebbek az életükkel, önelfogadásuk, autonómiájuk, hatóképesség-érzetük csökkent, ahogyan társas kapcsolataikban is csekélyebb integráltságot élnek meg (Keyes, 2006). Ez a mentális állapot a depresszív tünetképződést tekintve jelentős rizikófaktornak számít (Keyes, Dhingra és Simoes, 2010).

Habár középiskolás mintánkban magas, közel 32% az egy hónapon belül legalább egyszer önsértést végzők aránya, úgy tűnik a perfekcionizmus egészséges vonulatával jellemezhető kamaszok e tekintetben védettebbek, mint az önkritikus perfekcionisták. Míg az előbbiek negyede, addig az utóbbiak közel fele bántotta magát fizikailag valamilyen módon a megelőző hónapban. Ez a jelentős különbség abból fakadhat, hogy a perfekcionista aggodalmak, a nyomasztó önkritikusság megterhelő érzelmi állapotot idéz elő (Chester és mtsai, 2015). Ezt a feltételezett mechanizmust a nem szuicidális önsértés fejlődési modellje (Nock, 2010) is támogatja, melyben a magas önkritikusság az önsértés tekintetében specifikus sérülékenységi tényezőként jelenik meg. Az önkritikus perfekcionista énreprezentáció által felfokozott negatív érzelmeket segíthet – maladaptív módon – csökkenteni a saját test ellen irányuló agresszió (Chester és mtsai, 2015). Ezt a gondolatmenetet erősíti az az eredmény is, hogy az önkritikus perfekcionista csoportba tartozók önsértése hátterében jellemzőbb az érzelemszabályozási motivációval végzett önagresszió. Ráadásul körükben gyakoribb a többféle önsértési mód alkalmazása, ami a nem szuicidális önsértés egyik legmarkánsabb súlyossági mutatója.

Többváltozós modellekben azt is kimutattuk, hogy az önkritikus perfekcionista kognitív-affektív stílus felerősíti a pszichés problémák és az aktuális önsértő magatartás megjelenési valószínűségét, ugyanakkor az egészséges perfekcionizmus csökkenteni képes azok előfordulási esélyét.

Kíváncsiak voltunk arra is, hogy egy személyorientált elemzési eljárással, a látens klaszterezés módszerével milyen csoportok emelkednek ki az életükben legalább egyszer önsértők körében, s ez a diverzitás milyen kapcsolatot mutat a perfekcionizmus két alapvonulatával, az egészséges/adaptív és az önkritikus/maladaptív perfekcionista jellemzőkkel. Kamaszok körében eddig kevés tanulmány tapogatta le önsértő csoportok heterogenitását látens klaszterelemzéssel. A feltárt négy klaszter (1. Közepes mértékű önsértők; 2. Önütők; 3. Súlyos önsértők; 4. Falcolók) jelentős átfedést mutat egy szintén középiskolások körében végzett reprezentatív török kutatás (Somer és mtsai, 2015) eredményeivel. Vizsgálatunkban a legsúlyosabb önsértő csoport (Súlyos önsértők) tagjai gyakran végeztek/végeznek önsértést, és sokféle önsértési módot alkalmaztak/alkalmaznak. Ebbe a klaszterbe jellemzőbben lányok kerültek, körükben felerősödött az önkritikus perfekcionizmus, egyben meggyengült a szubjektív jóllét, s az önsértést hangsúlyosan intraperszonális, azaz érzelemszabályozási okokból végzik. Feltételezhető, hogy ebben a csoportban az önsértés egy könnyen elérhető maladaptív érzelemszabályozási eszköz a nyomasztó érzelmekkel és gondolatokkal szemben (Klonsky és Glenn, 2009). Egy olyan életszakaszban, amely fokozott kihívásokkal teli, ám az érzelemszabályozás még fejlődő terület (Spear, 2000), az önsértés közvetlenül elérhető az elárasztó emocionális és a társas élmények kezelésére (Nock, 2009). Feltárt eredményeink alapján valószínűsíthető, hogy ezek a megterhelő élmények felerősítik az önkritikusságot és a perfekcionista aggodalmakat, ami az önsértés súlyosabb formáinak ágyazhat meg (Chester és mtsai, 2015). Ezt támasztja alá, hogy az önsértés hátterében az egyik leggyakoribb intraperszonális ok az önbüntetés, ami egy – maladaptív – válasz lehet a fokozott önkritikusság, az énnel való elégedetlenség „kezelésére” (Kortge, Meade és Tennant, 2013). Lényeges, hogy az önmagukban magas perfekcionista standardok, azaz a perfekcionizmus adaptív vonulata a négy önsértő csoportban nem különbözött.

Eredményeink felhívják a figyelmet, hogy iskolai közegben – különböző célzott szűrőprogramokkal – érdemes a magas önkritikus perfekcionizmus és a súlyos önsértés szempontjából veszélyeztetett serdülők beazonosítása. Ezen tanulók speciális igényeihez hatékony intervenciók tervezhetők: ajánlott lehet a szubjektív jóllét területek (pl. pozitív érzelmek megtapasztalása, célállítás, autonómia) erősítése, egyben az önkritikusság, a szelffel kapcsolatos elégedetlenség csökkentése és a magas standardok valós teljesítményhez való közelítése.

Korlátok

Vizsgálatunk keresztmetszeti elrendezése nem tette lehetővé a perfekcionizmuskomponensek és a mentálisbetegség-tünetek, valamint a nem szuicidális önsértés kapcsolatának kauzális leképezését. A kérdőíves módszertan is beszűkíti a válaszok részletezettségét, mélységét. Ahogyan a hozzáférhetőségi mintavétel is csökkenti az eredmények általánosíthatóságát. Bár a 14 felkeresett középiskola egyike sem szerepelt adott évben a középiskolai rangsor első 10 helyén, a gimnáziumi képzés felülreprezentált volt mintánkban, csupán az elért iskolák kevesebb mint harmada volt szakközépiskola. Ez az arány is hozzájárulhatott a perfekcionizmus hangsúlyosabb jelenlétéhez a vizsgált populációban. Az iskolai közegben, a kortársak jelenlétében történő válaszadás – bár a vizsgálatvezetők igyekeztek annak befolyásoló hatásait megelőzni és kezelni – pedig a nem teljesen őszinte válaszok megjelenési valószínűségét fokozta. Továbbá a minta nemi arányai kiegyenlítetlenek voltak: kétszer annyi lány vett részt a vizsgálatban, mint fiú. Végül fontos kiemelni azt is, hogy – etikai okok miatt a megcélzott nem klinikai kamaszpopulációban – nem kérdeztük le a pszichiátriai betegség- és kezeléstörténetet, így lehetséges az is, hogy a mintában pszichiátriai betegséggel küzdő serdülők is szerepeltek, aminek a hatását nem tudtuk az elemzésekben kontrollálni.

Következtetések

Hazai középiskolás mintában is megerősítést nyert, hogy a perfekcionizmus maladaptív, önkritikus komponense rizikófaktorként határozható meg a rosszabb lelki egészségmutatók, így a mentálisbetegség-tünetek és a nem öngyilkossági szándékkal végzett önsértés esetében. A perfekcionizmus adaptív vonulata ezzel szemben éppen a szubjektív jóllét szintet képes növelni. Az összefüggések alapján a mentális egészség szűrésében és fejlesztésében iskolai közegben is megfontolandó a tanulók perfekcionizmusjellegzetességeinek és az ebből felépülő csoportok (adaptív, maladaptív/önkritikus, nem perfekcionista) azonosítása, különösen az önkritikus perfekcionizmuskomponens szintjének felmérése, majd intervenciós leépítése.

Köszönetnyilvánítás

Reinhardt Melindát a Nemzeti Kutatási, Fejlesztési és Innovációs Hivatal - NKFIH az FK 138604 számú pályázat keretében támogatja.

Kökönyei Gyöngyi a Nemzeti Kutatási, Fejlesztési és Innovációs Hivatal - NKFIH FK 128614 és K 143764 számú pályázatának, illetve a Nemzeti Agykutatási Program (2017-1.2.1-NKP-2017-00002), valamint a Nemzeti Agykutatási Program 3.0 (NAP2022-I-4/2022) keretében részesül támogatásban.

Irodalom

  • Andrews, D. M., Burns, L. R., & Dueling, J. K. (2014). Positive perfectionism: Seeking the healthy “should”, or should we? Open Journal of Social Sciences, 2, 2734.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Asparouhov, T., & Muthén, B. (2014). Auxiliary variables in mixture modeling: Using the BCH method in Mplus to estimate a distal outcome model and an arbitrary secondary model. https://www.statmodel.com/download/asparouhov_muthen_2014.pdf [Letöltve 30 Oct 2021].

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Barrocas, A. L., Hankin, B. L., Young, J. F., & Abela, J. R. (2012). Rates of nonsuicidal self-injury in youth: Age, sex, and behavioral methods in a community sample. Pediatrics, 130, 3945.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Bleidorn, W., Arslan, R. C., Denissen, J. J. A., Rentfrow, P. J., Gebauer, J. E., Potter, J., & Gosling, S. D. (2016). Age and gender differences in self-esteem — A cross-cultural window. Journal of Personality and Social Psychology, 111, 396410.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Calvete, E., Orue, I., Aizpuru, L., & Brotherton, H. (2015). Prevalence and functions of non-suicidal self-injury in Spanish adolescents. Psychotema, 27, 223228.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Chester, D. S., Merwin, L. M., & DeWall, C. N. (2015). Maladaptive perfectionism’s link to aggression and self-harm: Emotion regulation as a mechanism. Aggressive Behavior, 41, 443454.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Cipriano, A., Cella, S., & Cotrufo, P. (2017). Nonsuicidal self-injury: A systematic review. Frontiers in Psychology, 8, 114.

  • Claes, L., & Vandereycken, W. (2007). The Self-Injury Questionnaire-Treatment Related (SIQ-TR): Construction, reliabilty, and validity in a sample of female eating disorder patients. In P. M. Goldfarb (Ed.), Psychological tests and testing research trends (pp. 111139). New York: Nova Science Publishers.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Cohen, J. (1988). Statistical power analysis for the behavioral sciences. New York, NY: Routledge Academic.

  • Curran, T., & Hill, A. P. (2019). Perfectionism is increasing over time: A meta-analysis of brit cohort differences from 1989 to 2016. Psychological Bulletin, 145, 410429.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Dunkley, D. M., & Blankstein, K. R. (2000). Self-critical perfectionism, coping, hassles, and current distress: A structural equation modeling approach. Cognitive Therapy and Research, 24, 713730.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Dunkley, D. M., Blankstein, K. R., Halsall, J., Williams, M., & Winkworth, G. (2000). The relation between perfectionism and distress: Hassles, coping, and perceived social support as mediators and moderators. Journal of Counseling Psychology, 47, 437453.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Dunkley, D. M., Zuroff, D. C., & Blankstein, K. R. (2003). Self-critical perfectionism and daily affect: Dispositional and situational influences on stress and coping. Journal of Personality and Social Psychology, 84(1), 234252.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Fedewa, B. A., Burns, L. R., & Gomez, A. A. (2005). Positive and negative perfectionism and the shame/guilt distinction: Adaptive and maladaptive characteristics. Personality and Individual Differences, 38, 16091619.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Flett, G. L., Goldstein, A. L., Hewitt, P. L., & Wekerle, C. (2012). Predictors of deliberate self-harm behavior among emerging adolescents: An initial test of a self-punitiveness model. Current Psychology, 31, 4964.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Flett, G. L., & Hewitt, P. L. (2002). Perfectionism and maladjustment: An overview of theoretical, definitional, and treatment issues. In P. L. Hewitt, & G. L. Flett (Eds.), Perfectionism: Theory, research, and treatment (pp. 531). Washington, DC: American Psychological Association.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Flett, G. L., Hewitt, P. L., Blankstein, K. R., Solnik, M., & Van Brunschot, M. (1996). Perfectionism, social problem-solving ability, and psychological distress. Journal of Rational-Emotive and Cognitive-Behaviour Therapy, 14, 245274.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Flett, G. L., Hewitt, P. L., Oliver, J. M., & MacDonald, S. (2002). Perfectionism in children and their parents: A developmental analysis. In P. L. Hewitt, & G. L. Flett (Eds.), Perfectionism: Theory, research, and treatment (pp. 89132). Washington, DC: American Psychological Association.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Frost, R. O., Heimberg, E. G., Holt, C. S., Mattia, J. I., & Neubauer, A. I. (1993). A comparison of two measures of perfectionism. Personality and Individual Differences, 14, 119126.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Gaudreau, P., & Thompson, A. (2010). Testing a 2×2 model of dispositional perfectionism. Personality and Individual Differences, 48, 532537.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Gilman, R., Rice, K. G., & Carboni, I. (2014). Perfectionism, perspective taking, and social connection in adolescents. Psychololgy in the Schools, 51, 947959.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Glenn, C. R., & Klonsky, E. D. (2009). Social context during non-suicidal self-injury indicates suicide risk. Personality and Individual Differences, 46, 2529.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Goodman, R., Meltzer, H., & Bailey, V. (1998). The strengths and Difficulties Questionnaire: A pilot study on the validity of the self-report version. European Child & Adolescent Psychiatry, 7, 125130.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Gratz, K. L., Dixon-Gordon, K. L., Chapman, A. L., & Tull, M. T. (2015). Diagnosis and characterization of DSM-5 nonsuicidal self-injury disorder using the clinician-administered nonsuicidal self-injury disorder index. Assessment, 22, 527539.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Gyori, D., & Balazs, J. (2021). Nonsuicidal self-injury and perfectionism: A systematic review. Frontiers in Psychiatry, 12, 691147.

  • Hamachek, D. E. (1978). Psychodynamics of normal and neurotic perfectionism. Psychology: A Journal of Human Behavior, 15, 2733.

  • Hooley, J. M., & Franklin, J. C. (2018). Why do people hurt themselves? A new conceptual model of nonsuicidal self-injury. Clinical Psychological Science, 6, 428451.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Hooley, J. M., Ho, D. T., Slater, J., & Lockshin, A. (2010). Pain perception and non-suicidal self-injury: A laboratory investigation. Personality Disorders: Theory, Research, and Treatment, 1, 170179.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Hooley, J. M., & St. Germain, S. A. (2014). Nonsuicidal self-injury, pain, and self-criticism: Does changing self-worth change pain endurance in people who engage in self-injury. Clinical Psychological Science, 2, 297305.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • International Society for the Study of Self-Injury (2022). What is self-injury? https://www.itriples.org/what-is-nssi [Letöltve 31 May 2022].

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Johnson, D. P., & Whisman, M. A. (2013). Gender differences in rumination: A meta-analysis. Personality and Individual Differences, 55, 367374.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Keyes, C. L. M. (2002). The mental health continuum: From languishing to flourishing in life. Journal of Health and Social Behavior, 43, 207222.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Keyes, C. L. M. (2006). Mental health in adolescence: Is America's youth flourishing? American Journal of Orthopsychiatry, 76, 395402.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Keyes, C. L. M., Dhingra, S. S., & Simoes, E. J. (2010). Change in level of positive mental health as a predictor of future risk of mental illness. American Journal of Public Health, 100, 23662371.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Klonsky, E. D., & Glenn, C. R. (2009). Assessing the functions of non-suicidal self-injury: Psychometric properties of the inventory of Statements about self-injury (ISAS). Journal of Psychopathology and Behavioral Assessment, 31, 215219.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Kortge, R., Meade, T., & Tennant, A. (2013). Interpersonal and intrapersonal functions of deliberate self-harm (DSH): A psychometric examination of the inventory of Statements about self-injury (ISAS) scale. Behaviour Change, 30, 2435.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Limburg, K., Watson, H. J., Hagger, M. S., & Egan, S. J. (2017). The relationship between perfectionism and psychopathology: A meta-analysis. Journal of Clinical Psychology, 73, 13011326.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • McLachlan, G., & Peel, D. (2000). Finite mixture models. Wiley Series in Probability and Statistics, John Wiley & Sons, Inc. http://dx.doi.org/10.1002/0471721182 [Letöltve 30 Oct 2021].

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Moate, R. M., Gnilka, P. B., West, E. M., & Bruns, K. L. (2016). Stress and burnout among counselor educators: Differences between adaptive perfectionists, maladaptive perfectionists and nonperfectionists. Journal of Counseling and Development, 94, 161171.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Mongrain, M., & Zuroff, D. C. (1995). Motivational and affective correlates of dependency and self-criticism. Personality and Individual Differences, 18, 347354.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Muthén, L. K., & Muthén, B. O. (1998–2021). Mplus: Statistical analysis with latent variables. User’s guide (8th ed.) Muthén & Muthén.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Nock, M. K. (2009). Why do people hurt themselves? New insights into the nature and functions of self-injury. Current Directions in Psychological Science, 18, 7883.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Nock, M. K. (2010). Self-injury. Annual Review of Clinical Psychology, 6, 339363.

  • Nock, M. K., & Prinstein, M. J. (2004). A functional approach to the assessment of self-mutilative behavior. Journal of Consulting and Psychology, 72, 885890.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Nock, M. K., Prinstein, M. J., & Sterba, S. K. (2009). Revealing the form and function of self-injurious thoughts and behaviors: A real-time ecological assessment study among adolescents and young adults. Journal of Abnormal Psychology, 118, 816827.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Plener, P., Schumacher, T., Munz, L., & Groschwitz, R. (2015). The longitudinal course of non-suicidal self-injury and deliberate self-harm: A systematic review of the literature. Borderline Personality Disorder and Emotion Dysregulation, 2(1), 2.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Reinhardt M. (2022). Majdnem Tökéletes Skála – rövid változat. In Horváth Zs., Urbán, R., Kökönyei, Gy., & Demetrovics, Zs. (Szerk.), Kérdőíves módszerek a klinikai és egészségpszichológiai kutatásban és gyakorlatban (pp. 4346). Budapest: Medicina.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Reinhardt, M., Drubina, B., Kökönyei, Gy., & Urbán, R. (2021). A nem szuicidális önsértés és motivációjának mérése serdülőknél: Az Állítások az Önsértés Kapcsán Kérdőív (ISAS-HU) magyar adaptációja. Magyar Pszichológiai Szemle, 76(3–4), 515548.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Reinhardt, M., Horváth, Zs., Morgan, A., & Kökönyei, Gy. (2020). Well-being profiles in adolescence: Psychometric properties and latent profile analysis of the mental health continuum model – a methodological study. Health and Quality of Life Outcomes, 18, 95. https://doi.org/10.1186/s12955-020-01332-0.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Rice, K. G., & Ashby, J. S. (2007). An efficient method for classifying perfectionists. Journal of Counseling Psychology, 54, 7285.

  • Rice, K. G., Ashby, J. S., & Slaney, R. B. (1998). Self-esteem as a mediator between perfectionism and depression: A structural equations analysis. Journal of Counseling Psychology, 45, 304314.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Rice, K. G., Richardson, C. M. E., & Tueller, S. (2014). The short form of the revised almost perfect scale. Journal of Personality Assessment, 96, 368379.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Rogoza, R., Truong Thi, K. H., Różycka-Tran, J., Piotrowski, J., & Żemojtel-Piotrowska, M. (2018). Psychometric properties of the MHC-SF: An integration of the existing measurement approaches. Journal of Clinical Psychology, 74, 17421758.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Ruiz-Esteban, C., Méndez, I., Fernández-Sogorb, A., & Álvarez Teruel, J. D. (2021). Perfectionism classes and aggression in adolescents. Frontiers in Psychology, 12, 686380. https://doi.org/10.3389/fpsyg.2021.686380.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Sand, L., Bøe, T., Shafran, R., Stormark, K. M., & Hysing, M. (2021). Perfectionism in adolescence: Associations with gender, age, and socioeconomic status in a Norwegian sample. Frontiers in Public Health, 9, 688811. https://doi.org/10.3389/fpubh.2021.688811.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Shafran, R., & Mansell, W. (2001). Perfectionism and psychopathology: A review of research and treatment. Clinical Psychology Review, 21, 879906.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Somer, O., Bildik, T., Kabukçu-Başay, B., Güngür, D., Başay, Ö, & Farmer, R. F. (2015). Prevalence of non-suicidal self-injury and distinct groups of self-injurers in a community sample of adolescents. Social Psychiatry and Psychiatric Epidemiology, 50, 11631171.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Spear, L. P. (2000). The adolescent brain and age-related behavioral manifestations. Neuroscience and Biobehavioral Reviews, 24, 417463.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • St. Germain, S. A., & Hooley, J. M. (2012). Direct and indirect forms of non-suicidal self-injury: Evidence for a distinction. Psychiatry Research, 197, 7884.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Stoeber, J. (1998). The Frost Multidimensional Perfectionism Scale revisited: More perfect with four (instead of six) dimensions. Personality and Individual Differences, 24, 481491.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Stoeber, J. (2011). The dual nature of perfectionism in sports: Relationships with emotions, motivation, and performance. International Review of Sport and Exercise Psychology, 4, 128145.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Stoeber, J. (2012). Perfectionism and performance. In S. M. Murphy (Ed.), The Oxford handbook of sport and performance psychology (pp. 294306). New York: Oxford University Press.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Stoeber, J. (2018). The psychology of perfectionism: Critical issues, open questions, and future directions. In J. Stoeber (Ed.), The psychology of perfectionism: Theory, research, applications (pp. 333352). London: Routledge.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Stoeber, J., & Otto, K. (2006). Positive concepcions of perfectionism: Approaches, evidence, challenges. Personality and Social Psychology Review, 10, 295319.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Stoeber, J., & Stoeber, F. S. (2009). Domains of perfectionism: Prevalence and relationships with perfectionism, gender, age, and satisfaction with life. Personality and Individual Differences, 46, 530535.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Terry-Short, L. A., Owens, R. G., Slade, P. D., & Dewey, M. E. (1995). Positive and negative perfectionism. Personality and Individual Differences, 18, 663668.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Tobin, R., & Dunkley, D. M. (2021). Self-critical perfectionism and lower mindfulness and self-compassion predict anxious and depressive symptoms over two years. Behaviour Research and Therapy, 136, 103780. https://doi.org/10.1016/j.brat.2020.103780.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Turi, E., Tóth, I., & Gervai, J. (2011). A Képességek és Nehézségek Kérdőív (SDQ-Magy) további vizsgálata nem-klinikai mintán, fiatal serdülők körében. Psychiatria Hungarica, 26, 415426.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Wang, K. T., Permyakova, T. M., & Sheveleva, M. S. (2016). Assessing perfectionism in Russia: Classifying perfectionists with the short almost perfect scale. Personality and Individual Differences, 92, 174179.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Washburn, J. J., Klonsky, E. D., Styer, D. M., Gebhardt, M., Juzwin, K. R., & Aldridge, D. (2012). Short form of the inventory of Statements about self-injury. In Poster presentation at the 7th annual meeting of the International Society for the Study of Self-Injury. Chapel Hill, NC.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Wester, K., Trepal, H., & King, K. (2018). Nonsuicidal self-injury: Increased prevalence in engagement. Suicide and Life-Threatening Behavior, 48, 690698.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • World Health Organization (WHO) (2001). Declaration of Helsinki. Bulletin of the World Health Organization, 79(4), 373374.

  • Andrews, D. M., Burns, L. R., & Dueling, J. K. (2014). Positive perfectionism: Seeking the healthy “should”, or should we? Open Journal of Social Sciences, 2, 2734.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Asparouhov, T., & Muthén, B. (2014). Auxiliary variables in mixture modeling: Using the BCH method in Mplus to estimate a distal outcome model and an arbitrary secondary model. https://www.statmodel.com/download/asparouhov_muthen_2014.pdf [Letöltve 30 Oct 2021].

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Barrocas, A. L., Hankin, B. L., Young, J. F., & Abela, J. R. (2012). Rates of nonsuicidal self-injury in youth: Age, sex, and behavioral methods in a community sample. Pediatrics, 130, 3945.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Bleidorn, W., Arslan, R. C., Denissen, J. J. A., Rentfrow, P. J., Gebauer, J. E., Potter, J., & Gosling, S. D. (2016). Age and gender differences in self-esteem — A cross-cultural window. Journal of Personality and Social Psychology, 111, 396410.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Calvete, E., Orue, I., Aizpuru, L., & Brotherton, H. (2015). Prevalence and functions of non-suicidal self-injury in Spanish adolescents. Psychotema, 27, 223228.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Chester, D. S., Merwin, L. M., & DeWall, C. N. (2015). Maladaptive perfectionism’s link to aggression and self-harm: Emotion regulation as a mechanism. Aggressive Behavior, 41, 443454.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Cipriano, A., Cella, S., & Cotrufo, P. (2017). Nonsuicidal self-injury: A systematic review. Frontiers in Psychology, 8, 114.

  • Claes, L., & Vandereycken, W. (2007). The Self-Injury Questionnaire-Treatment Related (SIQ-TR): Construction, reliabilty, and validity in a sample of female eating disorder patients. In P. M. Goldfarb (Ed.), Psychological tests and testing research trends (pp. 111139). New York: Nova Science Publishers.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Cohen, J. (1988). Statistical power analysis for the behavioral sciences. New York, NY: Routledge Academic.

  • Curran, T., & Hill, A. P. (2019). Perfectionism is increasing over time: A meta-analysis of brit cohort differences from 1989 to 2016. Psychological Bulletin, 145, 410429.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Dunkley, D. M., & Blankstein, K. R. (2000). Self-critical perfectionism, coping, hassles, and current distress: A structural equation modeling approach. Cognitive Therapy and Research, 24, 713730.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Dunkley, D. M., Blankstein, K. R., Halsall, J., Williams, M., & Winkworth, G. (2000). The relation between perfectionism and distress: Hassles, coping, and perceived social support as mediators and moderators. Journal of Counseling Psychology, 47, 437453.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Dunkley, D. M., Zuroff, D. C., & Blankstein, K. R. (2003). Self-critical perfectionism and daily affect: Dispositional and situational influences on stress and coping. Journal of Personality and Social Psychology, 84(1), 234252.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Fedewa, B. A., Burns, L. R., & Gomez, A. A. (2005). Positive and negative perfectionism and the shame/guilt distinction: Adaptive and maladaptive characteristics. Personality and Individual Differences, 38, 16091619.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Flett, G. L., Goldstein, A. L., Hewitt, P. L., & Wekerle, C. (2012). Predictors of deliberate self-harm behavior among emerging adolescents: An initial test of a self-punitiveness model. Current Psychology, 31, 4964.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Flett, G. L., & Hewitt, P. L. (2002). Perfectionism and maladjustment: An overview of theoretical, definitional, and treatment issues. In P. L. Hewitt, & G. L. Flett (Eds.), Perfectionism: Theory, research, and treatment (pp. 531). Washington, DC: American Psychological Association.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Flett, G. L., Hewitt, P. L., Blankstein, K. R., Solnik, M., & Van Brunschot, M. (1996). Perfectionism, social problem-solving ability, and psychological distress. Journal of Rational-Emotive and Cognitive-Behaviour Therapy, 14, 245274.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Flett, G. L., Hewitt, P. L., Oliver, J. M., & MacDonald, S. (2002). Perfectionism in children and their parents: A developmental analysis. In P. L. Hewitt, & G. L. Flett (Eds.), Perfectionism: Theory, research, and treatment (pp. 89132). Washington, DC: American Psychological Association.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Frost, R. O., Heimberg, E. G., Holt, C. S., Mattia, J. I., & Neubauer, A. I. (1993). A comparison of two measures of perfectionism. Personality and Individual Differences, 14, 119126.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Gaudreau, P., & Thompson, A. (2010). Testing a 2×2 model of dispositional perfectionism. Personality and Individual Differences, 48, 532537.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Gilman, R., Rice, K. G., & Carboni, I. (2014). Perfectionism, perspective taking, and social connection in adolescents. Psychololgy in the Schools, 51, 947959.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Glenn, C. R., & Klonsky, E. D. (2009). Social context during non-suicidal self-injury indicates suicide risk. Personality and Individual Differences, 46, 2529.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Goodman, R., Meltzer, H., & Bailey, V. (1998). The strengths and Difficulties Questionnaire: A pilot study on the validity of the self-report version. European Child & Adolescent Psychiatry, 7, 125130.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Gratz, K. L., Dixon-Gordon, K. L., Chapman, A. L., & Tull, M. T. (2015). Diagnosis and characterization of DSM-5 nonsuicidal self-injury disorder using the clinician-administered nonsuicidal self-injury disorder index. Assessment, 22, 527539.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Gyori, D., & Balazs, J. (2021). Nonsuicidal self-injury and perfectionism: A systematic review. Frontiers in Psychiatry, 12, 691147.

  • Hamachek, D. E. (1978). Psychodynamics of normal and neurotic perfectionism. Psychology: A Journal of Human Behavior, 15, 2733.

  • Hooley, J. M., & Franklin, J. C. (2018). Why do people hurt themselves? A new conceptual model of nonsuicidal self-injury. Clinical Psychological Science, 6, 428451.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Hooley, J. M., Ho, D. T., Slater, J., & Lockshin, A. (2010). Pain perception and non-suicidal self-injury: A laboratory investigation. Personality Disorders: Theory, Research, and Treatment, 1, 170179.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Hooley, J. M., & St. Germain, S. A. (2014). Nonsuicidal self-injury, pain, and self-criticism: Does changing self-worth change pain endurance in people who engage in self-injury. Clinical Psychological Science, 2, 297305.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • International Society for the Study of Self-Injury (2022). What is self-injury? https://www.itriples.org/what-is-nssi [Letöltve 31 May 2022].

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Johnson, D. P., & Whisman, M. A. (2013). Gender differences in rumination: A meta-analysis. Personality and Individual Differences, 55, 367374.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Keyes, C. L. M. (2002). The mental health continuum: From languishing to flourishing in life. Journal of Health and Social Behavior, 43, 207222.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Keyes, C. L. M. (2006). Mental health in adolescence: Is America's youth flourishing? American Journal of Orthopsychiatry, 76, 395402.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Keyes, C. L. M., Dhingra, S. S., & Simoes, E. J. (2010). Change in level of positive mental health as a predictor of future risk of mental illness. American Journal of Public Health, 100, 23662371.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Klonsky, E. D., & Glenn, C. R. (2009). Assessing the functions of non-suicidal self-injury: Psychometric properties of the inventory of Statements about self-injury (ISAS). Journal of Psychopathology and Behavioral Assessment, 31, 215219.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Kortge, R., Meade, T., & Tennant, A. (2013). Interpersonal and intrapersonal functions of deliberate self-harm (DSH): A psychometric examination of the inventory of Statements about self-injury (ISAS) scale. Behaviour Change, 30, 2435.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Limburg, K., Watson, H. J., Hagger, M. S., & Egan, S. J. (2017). The relationship between perfectionism and psychopathology: A meta-analysis. Journal of Clinical Psychology, 73, 13011326.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • McLachlan, G., & Peel, D. (2000). Finite mixture models. Wiley Series in Probability and Statistics, John Wiley & Sons, Inc. http://dx.doi.org/10.1002/0471721182 [Letöltve 30 Oct 2021].

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Moate, R. M., Gnilka, P. B., West, E. M., & Bruns, K. L. (2016). Stress and burnout among counselor educators: Differences between adaptive perfectionists, maladaptive perfectionists and nonperfectionists. Journal of Counseling and Development, 94, 161171.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Mongrain, M., & Zuroff, D. C. (1995). Motivational and affective correlates of dependency and self-criticism. Personality and Individual Differences, 18, 347354.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Muthén, L. K., & Muthén, B. O. (1998–2021). Mplus: Statistical analysis with latent variables. User’s guide (8th ed.) Muthén & Muthén.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Nock, M. K. (2009). Why do people hurt themselves? New insights into the nature and functions of self-injury. Current Directions in Psychological Science, 18, 7883.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Nock, M. K. (2010). Self-injury. Annual Review of Clinical Psychology, 6, 339363.

  • Nock, M. K., & Prinstein, M. J. (2004). A functional approach to the assessment of self-mutilative behavior. Journal of Consulting and Psychology, 72, 885890.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Nock, M. K., Prinstein, M. J., & Sterba, S. K. (2009). Revealing the form and function of self-injurious thoughts and behaviors: A real-time ecological assessment study among adolescents and young adults. Journal of Abnormal Psychology, 118, 816827.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Plener, P., Schumacher, T., Munz, L., & Groschwitz, R. (2015). The longitudinal course of non-suicidal self-injury and deliberate self-harm: A systematic review of the literature. Borderline Personality Disorder and Emotion Dysregulation, 2(1), 2.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Reinhardt M. (2022). Majdnem Tökéletes Skála – rövid változat. In Horváth Zs., Urbán, R., Kökönyei, Gy., & Demetrovics, Zs. (Szerk.), Kérdőíves módszerek a klinikai és egészségpszichológiai kutatásban és gyakorlatban (pp. 4346). Budapest: Medicina.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Reinhardt, M., Drubina, B., Kökönyei, Gy., & Urbán, R. (2021). A nem szuicidális önsértés és motivációjának mérése serdülőknél: Az Állítások az Önsértés Kapcsán Kérdőív (ISAS-HU) magyar adaptációja. Magyar Pszichológiai Szemle, 76(3–4), 515548.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Reinhardt, M., Horváth, Zs., Morgan, A., & Kökönyei, Gy. (2020). Well-being profiles in adolescence: Psychometric properties and latent profile analysis of the mental health continuum model – a methodological study. Health and Quality of Life Outcomes, 18, 95. https://doi.org/10.1186/s12955-020-01332-0.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Rice, K. G., & Ashby, J. S. (2007). An efficient method for classifying perfectionists. Journal of Counseling Psychology, 54, 7285.

  • Rice, K. G., Ashby, J. S., & Slaney, R. B. (1998). Self-esteem as a mediator between perfectionism and depression: A structural equations analysis. Journal of Counseling Psychology, 45, 304314.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Rice, K. G., Richardson, C. M. E., & Tueller, S. (2014). The short form of the revised almost perfect scale. Journal of Personality Assessment, 96, 368379.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Rogoza, R., Truong Thi, K. H., Różycka-Tran, J., Piotrowski, J., & Żemojtel-Piotrowska, M. (2018). Psychometric properties of the MHC-SF: An integration of the existing measurement approaches. Journal of Clinical Psychology, 74, 17421758.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Ruiz-Esteban, C., Méndez, I., Fernández-Sogorb, A., & Álvarez Teruel, J. D. (2021). Perfectionism classes and aggression in adolescents. Frontiers in Psychology, 12, 686380. https://doi.org/10.3389/fpsyg.2021.686380.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Sand, L., Bøe, T., Shafran, R., Stormark, K. M., & Hysing, M. (2021). Perfectionism in adolescence: Associations with gender, age, and socioeconomic status in a Norwegian sample. Frontiers in Public Health, 9, 688811. https://doi.org/10.3389/fpubh.2021.688811.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Shafran, R., & Mansell, W. (2001). Perfectionism and psychopathology: A review of research and treatment. Clinical Psychology Review, 21, 879906.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Somer, O., Bildik, T., Kabukçu-Başay, B., Güngür, D., Başay, Ö, & Farmer, R. F. (2015). Prevalence of non-suicidal self-injury and distinct groups of self-injurers in a community sample of adolescents. Social Psychiatry and Psychiatric Epidemiology, 50, 11631171.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Spear, L. P. (2000). The adolescent brain and age-related behavioral manifestations. Neuroscience and Biobehavioral Reviews, 24, 417463.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • St. Germain, S. A., & Hooley, J. M. (2012). Direct and indirect forms of non-suicidal self-injury: Evidence for a distinction. Psychiatry Research, 197, 7884.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Stoeber, J. (1998). The Frost Multidimensional Perfectionism Scale revisited: More perfect with four (instead of six) dimensions. Personality and Individual Differences, 24, 481491.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Stoeber, J. (2011). The dual nature of perfectionism in sports: Relationships with emotions, motivation, and performance. International Review of Sport and Exercise Psychology, 4, 128145.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Stoeber, J. (2012). Perfectionism and performance. In S. M. Murphy (Ed.), The Oxford handbook of sport and performance psychology (pp. 294306). New York: Oxford University Press.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Stoeber, J. (2018). The psychology of perfectionism: Critical issues, open questions, and future directions. In J. Stoeber (Ed.), The psychology of perfectionism: Theory, research, applications (pp. 333352). London: Routledge.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Stoeber, J., & Otto, K. (2006). Positive concepcions of perfectionism: Approaches, evidence, challenges. Personality and Social Psychology Review, 10, 295319.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Stoeber, J., & Stoeber, F. S. (2009). Domains of perfectionism: Prevalence and relationships with perfectionism, gender, age, and satisfaction with life. Personality and Individual Differences, 46, 530535.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Terry-Short, L. A., Owens, R. G., Slade, P. D., & Dewey, M. E. (1995). Positive and negative perfectionism. Personality and Individual Differences, 18, 663668.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Tobin, R., & Dunkley, D. M. (2021). Self-critical perfectionism and lower mindfulness and self-compassion predict anxious and depressive symptoms over two years. Behaviour Research and Therapy, 136, 103780. https://doi.org/10.1016/j.brat.2020.103780.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Turi, E., Tóth, I., & Gervai, J. (2011). A Képességek és Nehézségek Kérdőív (SDQ-Magy) további vizsgálata nem-klinikai mintán, fiatal serdülők körében. Psychiatria Hungarica, 26, 415426.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Wang, K. T., Permyakova, T. M., & Sheveleva, M. S. (2016). Assessing perfectionism in Russia: Classifying perfectionists with the short almost perfect scale. Personality and Individual Differences, 92, 174179.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Washburn, J. J., Klonsky, E. D., Styer, D. M., Gebhardt, M., Juzwin, K. R., & Aldridge, D. (2012). Short form of the inventory of Statements about self-injury. In Poster presentation at the 7th annual meeting of the International Society for the Study of Self-Injury. Chapel Hill, NC.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • Wester, K., Trepal, H., & King, K. (2018). Nonsuicidal self-injury: Increased prevalence in engagement. Suicide and Life-Threatening Behavior, 48, 690698.

    • Search Google Scholar
    • Export Citation
  • World Health Organization (WHO) (2001). Declaration of Helsinki. Bulletin of the World Health Organization, 79(4), 373374.

  • Collapse
  • Expand
The author instructions are available in PDF.
Please, download the file from HERE.

 

Senior editors

Editor(s)-in-Chief: Fülöp, Márta

Chair of the Editorial Board:
Molnár Márk, HUN-REN TTK, Kognitív Idegtudományi és Pszichológiai Intézet, Budapest

          Area Editors

  • Bereczkei Tamás, PTE (Evolutionary psychology)
  • Bolla Veronika, ELTE BGGY (Psychology of special education)
  • Demetrovics Zsolt, ELTE PPK (Clinical psychology)
  • Faragó Klára, ELTE (Organizational psychology)
  • Hámori Eszter, PPKE (Clinical child psychology)
  • Kéri Szabolcs, SZTE (Experimental and Neuropsychology)
  • Kovács Kristóf, ELTE (Cognitive psychology)
  • Molnárné Kovács Judit, DTE (Social psychology)
  • Nagy Tamás, ELTE PPK (Health psychology, psychometry)
  • Nguyen Luu Lan Anh, ELTE PPK (Cross-cultural psychology)
  • Pohárnok Melinda, PTE (Developmental psychology)
  • Rózsa Sándor, KRE (Personality psychology and psychometrics)
  • Sass Judit, BCE (Industrial and organizational psychology)
  • Szabó Éva, SZTE (Educational psychology)
  • Szokolszky Ágnes, SZTE (Book review)

 

        Editorial Board

  • Csabai Márta, Károli Gáspár Református Egyetem, Budapest

  • Császár Noémi, Pszichoszomatikus Ambulancia, Budapest

  • Csépe Valéria, HUN-REN TTK, Kognitív Idegtudományi és Pszichológiai Intézet, Budapest

  • Czigler István, HUN-REN TTK, Kognitív Idegtudományi és Pszichológiai Intézet, Budapest

  • Dúll Andrea, ELTE PPK, Budapest
  • Ehmann Bea, HUN-REN TTK, Kognitív Idegtudományi és Pszichológiai Intézet, Budapest
  • Gervai Judit, HUN-REN TTK, Kognitív Idegtudományi és Pszichológiai Intézet, Budapest
  • Kiss Enikő Csilla, Károli Gáspár Református Egyetem, Budapest
  • Kiss Paszkál, Károli Gáspár Református Egyetem, Budapest
  • Lábadi Beátrix, Pécsi Tudományegyetem, Pécs
  • Nagybányai-Nagy Olivér, Károli Gáspár Református Egyetem, Budapest
  • Péley Bernadette, Pécsi Tudományegyetem, Pécs
  • Perczel-Forintos Dóra, Semmelweis Egyetem, Budapest
  • Polonyi Tünde, Debreceni Egyetem
  • Révész György,  Pécsi Tudományegyetem, Pécs
  • Winkler István, HUN-REN TTK, Kognitív Idegtudományi és Pszichológiai Intézet, Budapest

 

Secretary of the editorial board: 

  •  Saád Judit, HUN-REN TTK, Kognitív Idegtudományi és Pszichológiai Intézet, Budapest

 

Magyar Pszichológiai Szemle
ELTE PPK Pszichológiai Intézet
Address: H-1064 Budapest, Izabella u. 46.
E-mail: pszichoszemle@gmail.com

Indexing and Abstracting Services:

  • PsycINFO
  • Scopus
  • CABELLS Journalytics

2023  
Scopus  
CiteScore 0.4
CiteScore rank Q4 (General Psychology)
SNIP 0.149
Scimago  
SJR index 0.126
SJR Q rank Q4

Magyar Pszichológiai Szemle
Publication Model Hybrid
Submission Fee none
Article Processing Charge 900 EUR/article
Printed Color Illustrations 40 EUR (or 10 000 HUF) + VAT / piece
Regional discounts on country of the funding agency World Bank Lower-middle-income economies: 50%
World Bank Low-income economies: 100%
Further Discounts Editorial Board / Advisory Board members: 50%
Corresponding authors, affiliated to an EISZ member institution subscribing to the journal package of Akadémiai Kiadó: 100%
Subscription fee 2025 Online subsscription: 184 EUR / 220 USD
Print + online subscription: 224 EUR / 252 USD
Subscription Information Online subscribers are entitled access to all back issues published by Akadémiai Kiadó for each title for the duration of the subscription, as well as Online First content for the subscribed content.
Purchase per Title Individual articles are sold on the displayed price.

Magyar Pszichológiai Szemle
Language Hungarian
Size B5
Year of
Foundation
1928
Volumes
per Year
1
Issues
per Year
4
Founder Magyar Pszichológiai Társaság 
Founder's
Address
H-1075 Budapest, Hungary Kazinczy u. 23-27. I/116. 
Publisher Akadémiai Kiadó
Publisher's
Address
H-1117 Budapest, Hungary 1516 Budapest, PO Box 245.
Responsible
Publisher
Chief Executive Officer, Akadémiai Kiadó
ISSN 0025-0279 (Print)
ISSN 1588-2799 (Online)

Monthly Content Usage

Abstract Views Full Text Views PDF Downloads
Feb 2024 0 61 41
Mar 2024 0 67 53
Apr 2024 0 79 78
May 2024 0 90 100
Jun 2024 0 91 34
Jul 2024 0 30 9
Aug 2024 0 0 0