Abstract
Háttér
A mentalizáció a társas együttműködés optimalizálásának sajátos, többdimenziós eszköze, harmonikus működése jelzi az interperszonális és önszervező készségek megfelelő működését. A Mentalizáció multidimenzionális kérdőívének eredeti olasz nyelvű változata a serdülőkori mentalizáció színvonalát vizsgálja. Célunk egy olyan kérdőív validálása volt, amely lehetőséget ad a mentalizálás pozitív aspektusainak, személyes erőforrásainak feltárására.
Módszer
A vizsgálatban összesen 1477 fő vett részt, serdülők (N = 850, Méletkor = 16,42, SD = 1,54) és fiatal felnőttek (N = 627, Méletkor = 23,75, SD = 3,43), ebből 39% férfi és 61% nő, az átlagéletkor 19,53 év (SD = 4,41). A résztvevők kitöltötték a Mentalizáció multidimenzionális kérdőívének magyar változata mellett a Multidimenzionális Társas Támogatás kérdőívet, Az általános énhatékonyság és a Rosenberg Önértékelés Skálát. A szegényes mentalizáció vizsgálatához bevontuk a Torontói Alexitímia Skálát és a Barratt-féle Impulzivitás Skálát. Ellenőriztük a kérdőív szerkezetét és megbízhatóságát, illetve a többi demográfiai és pszichológiai változóval való kapcsolatát.
Eredmények
Vizsgálatunk megerősítette az eredeti hatfaktoros, bifaktoros szerkezetet, amelyet a reflektivitás, énerő, kapcsolati összehangolódás, kapcsolati diszkomfort, bizalmatlanság és érzelmi diszkontroll skálák alkotnak, a teljes kérdőív 33 tételt tartalmaz. A többszempontú varianciaanalízis szignifikáns főhatást mutatott ki a korosztály tekintetében, ugyanakkor a korosztály és a nem kereszthatás is szignifikánsnak bizonyult. A mentalizáció sikerességét jelző alskálái pozitív irányú összefüggést jeleznek az énhatékonysággal és az önértékeléssel, és negatív irányú kapcsolat látható az impulzivitás és az alexitímia skáláival. A szegényes mentalizációt jelző alskálák esetén ezek az összefüggések fordított irányúak.
Következtetések
Az eredmények alapján a kérdőív alkalmas a serdülők és fiatal felnőttek mentalizációjának vizsgálatára. A Cronbach-alfa-mutatók alapján a kérdőív belső megbízhatósága megfelelő mértékű, alkalmas további kutatásokban való alkalmazásra.
Abstract
Background
Mentalization is a special tool for optimizing social interacions. Mentalisation is a multidimensional construct, the harmonious functioning of its dimensions indicates the proper functioning of the interpersonal and self-organizing skills necessary for the development of mentalization. The original Italian version of the Multidimensional Mentalization Questionnaire is a tool for examining the level of adolescent. Our goal was to validate a questionnaire in Hungarian that is well adapted to the age characteristics of adolescents and provides an opportunity to explore the positive aspects of mentalization.
Method
1477 people participated in the study, adolescents (N = 850, Mage = 16,42, SD = 1,54) and young adults (N = 627, Mage = 23,75, SD = 3,43), of which 39% were men and 61% were women, the average age was 19.53 years (SD = 4.41). In addition to the Hungarian version of the Multidimensional Mentalization Questionnaire, the participants filled out the Multidimensional Social Support Questionnaire, the General Self-Efficacy Scale, and the Rosenberg Self-Evaluation Scale. We included the Toronto Alexithymia Scale and Barratt's Impulsivity Scale to examine poor mentalization. We checked the structure and reliability of the Mentalization multidimensional questionnaire, as well as its relationship with other demographic and psychological variables.
Findings
The exploratory and confirmatory factor analysis confirmed the six principal dimensions of the measure: reflexivity, ego-strength, relational attunement, relational discomfort, distrust, and emotional dyscontrol, the entire questionnaire contains 33 items. Examining the level of mentalization MANOVA showed significant main effect for age, while the cross-effect of age and gender also proved to be significant. The subscales indicating the success of mentalization indicated positive relationship with self-efficacy and self-esteem, and a negative relationship with the scales of impulsivity and alexithymia. In the case of poor mentalization subscales, these correlations were in the opposite direction, which supported the construct validity of the Multidimensional Mentalization Questionnaire.
Conclusions
According to our results, the questionnaire is suitable for examining the mentalization of adolescents and young adults. Based on Cronbach's alpha indicators, the internal reliability of all subscales and the entire scale is adequate. The questionnaire may therefore be suitable for use in further exploratory research.
Bevezetés
A Mentalizáció multidimenzionális kérdőívének eredeti változata olasz nyelven készült azzal a szándékkal, hogy tovább bővítse a mentalizáció színvonalát vizsgáló mérőeszközök körét. Gori és munkatársai (2021) a mentalizáció fogalmi keretének meghatározásakor Bateman és Fonagy (2010) definícióját vették alapul, amely szerint a mentalizáció olyan képzeleti mentális aktivitás, amely az emberi viselkedést intencionális állapotokkal összekapcsolva tudja érzékelni és értelmezni. Gori szemléletmódjának sajátosságát abban találjuk, hogy az általa fejlesztett mérőeszköz a mentalizáció dimenzióit a dinamikus pszichológia irányából igyekszik megragadni, ezzel hangsúlyozva a mentalizáció komplexitását.
A mentalizáció jelentőségét és konkrét működését hazai mintán vizsgáló tanulmányában B. Erdős és munkatársai (2020) a mentalizáció szociális beágyazottságát hangsúlyozzák, és a mentalizáció jelentőségét abban látják, hogy a társas együttműködés optimalizálásának sajátos, kivételes módját biztosítja. A mentalizáció révén „motiváltak és képesek vagyunk mind mások, mind pedig önmagunk mentális állapotát felmérni, átérezni és megérteni, s mindezt autobiografikus hozzáállással tesszük, azaz tapasztalatainkat összefüggésbe hozzuk a személyes élményekkel, az élettörténettel” (B. Erdős és mtsai, 2020, 11). A mentális állapotok széles köre (szükségletek, vágyak, érzelmek, meggyőződések, célok, okok) a mentalizációt a szociális-kognitív folyamatok komplex konstruktumává teszi (Bateman és Fonagy, 2020), magában foglalva teoretikus gyökereiből fakadó sajátosságait. A kognitív pszichológia, a pszichoanalitikus tárgykapcsolat-elmélet, a francia pszichoanalitikus iskola és a kötődéselméleti megközelítésű fejlődési pszichopatológia szemlélete biztosítja azt a négy eltérő területet, amelynek talaján a mentalizáció jelenlegi koncepciója kialakult (Gori és mtsai, 2021; Holmes, 2006). Fonagy és munkatársai kutatásaiban (2018) a mentalizálás sikerességének meghatározásához bevezették a reflektív funkció kifejezést, amely a mentalizálás mérhető, operacionalizált változója.
A hatékony érzelemszabályozással és impulzuskontrollal jellemezhető, jól működő interperszonális kapcsolatok kulcsa saját és mások mentális állapotainak megfelelő színvonalú kódolása, mentalizálása. A sikeres mentalizáció kialakulásában eleinte elsődlegesnek tekintették a kötődési kapcsolat minőségét (Fonagy és Target, 1998), a szociális kogníció neurológiai vonatkozását vizsgáló kutatások (Blakemore, 2011; Lieberman, 2007) hatására azonban a genetikai tényezők is előtérbe kerültek (Fonagy és mtsai, 2016). A mentalizáció elsajátításában kulcsfontosságú kötődési kapcsolatok jelentőségét a szülők reflektív funkciójának színvonala biztosítja (Luyten, Campbell, Allison és Fonagy, 2020). A tükrözés, ha az elég empatikus és szenzitív, az érzelemszabályozásban játszik fontos szerepet. A jól mentalizáló szülők a biztonságos kötődési kapcsolatban jelölt és kontingens tükrözés révén segítik elő, hogy a gyermek képessé váljon saját belső állapotát reprezentálni, azaz elsődleges, szubjektív élményeit magasabb rendű reprezentációs rendszerekké formálni (Gergely és Watson, 1998; Luyten és mtsai, 2020). A tükrözési folyamat során a jól mentalizáló szülő megtanítja gyermekét az érzelmek felismerésére, azonosítására, valamint az érzelmekkel elárasztott helyzetek elviselésére és kezelésére. A kétértelmű helyzetekből adódó félreértések feloldása biztosítja a rugalmasságot mások mentális állapotainak felismerése során (B. Erdős és mtsai, 2020; Bateman és Fonagy, 2020; Fonagy és Luyten, 2012). Biztonságos kötődést nyújtó, jól mentalizáló szülő nem tér ki a gyerek izgalmi állapotai elől, hanem visszatükrözve azokat, affektus reprezentációt hoz létre, így védelmet nyújt, és elősegíti az egészséges személyiség fejlődését. Bizonytalan kötődés esetén a gondozó elkerüli a gyerek izgalmi állapotait, vagy a visszatükrözést nem kíséri moduláció, ami gátolja a belső állapotok reprezentációjának létrehozását. A mentális állapotok megértésének hiánya, zavara hátráltatja a viselkedést, kapcsolatokat és érzelemszabályozást irányító rendszerek működését (Vankó, 2013).
Fonagy és Luyten (2012) a mentalizációs profil alapját képező négy, elkülönült neurális hálózattal rendelkező dimenziót vagy tengelyt határozott meg a szociális kogníció neurológiai vonatkozásait vizsgáló kutatások alapján (Lieberman, 2007). A mentalizáció négy dimenziója: (1) automatikus és kontrollált, (2) szelf és másik, (3) kognitív-affektív és (4) belső fókusz – külső fókusz. Egy adott helyzetben a négy ellentétpárnak megfelelő egyensúlyba kell kerülnie, ez jelzi a mentalizáció kialakulásához szükséges interperszonális és önszervező készségek megfelelő működését (Bateman és Fonagy, 2020; Fonagy és Bateman, 2009; Szél és Szabó, 2020). A különböző pszichés állapotok jól jellemezhetők az egyes tengelyek végpontjainak túlsúlyával, a mentalizáció eltolódásával, ennek szemléltetését szolgálja az 1. ábra, melyen egy prototípusos borderline személy mentalizációs mintázata látható.
A mentalizáció komponensei egy prototípusos borderline személyiségzavaros (BPD) páciensnél (Fonagy és mtsai, 2012, 65 alapján)
Citation: Magyar Pszichológiai Szemle 78, 2; 10.1556/0016.2023.00029
A mentalizáció fejlődéslélektani aspektusai
Allan, Fonagy és Bateman (2011) azonosította azt az öt folyamatot, amely előkészíti a mentalizáció fejlődését. A gyermek képessége, hogy mentális reprezentációkat hozzon létre, az érzelemszabályozás, a közös figyelem, a belső állapotok leírására alkalmas nyelvi fejlettség, és a kontingens válaszokat, valamint az osztenzív kommunikációt magában foglaló természetes pedagógia teszi lehetővé a mentalizáció kialakulását.
A mentalizáció fejlődése jól megragadható állomásokon megy végbe. Az élet első hónapjaiban megélt fizikai és szociális ágencia után a harmadik hónap körül a kontingenciapreferencia változása, azaz a preferencia elmozdulása a tökéletesen kontingens ingerekről a majdnem tökéletesen kontingens ingerek felé lehetővé teszi a tükrözött érzelmi állapotok megélését (Fonagy és Allison, 2013). Az első év második felében a csecsemő az emberi viselkedést célvezéreltnek és tervszerűnek érzékeli, önmagát és másokat célvezérelt, teleologikus ágensnek tekinti. A második életévben a szándék felismerésével kialakul az intencionális ágencia, a mentális reprezentáció megjelenése pedig a reprezentációs ágencia megéléséhez vezet a harmadik-negyedik életév körül (Fonagy és Allison, 2013). A kisgyermek ekkor már tudja, hogy az emberek nem mindig azt érzik, ami látszik, és hogy az érzelmi reakcióinkat befolyásolja aktuális hangulatunk vagy a korábbi érzelmi állapotunk, amit hasonló események során élünk át (Flavell és Miller, 1998). A hatodik életév körül a gyermek képessé válik az intencionális cselekedetekből és tapasztalatokból származó emlékeit koherens ok-okozati struktúrákba rendezni, ami az időszakosan kiterjesztett szelfreprezentáció kialakulásához vezet (Povinelli és Eddy, 1995). Hétéves kortól a kisgyerek számára hozzáférhetővé válnak a belső állapotok emlékei, megpróbálja megérteni önmagát és másokat, kialakul a másodfokú tudatelmélet, a gyermek képes arra, hogy komplex érzelmeket ismerjen fel, és tudja, hogy az elvárásaink befolyásolják a viselkedésünket (Jessurun, 2021). 11–12 éves kortól fejlődik az érzelmekről való beszélgetés képessége, és a viselkedés megítélésében a külső tényezők helyett előtérbe kerülnek a belső mentális állapotok (Ensink és Mayes, 2010).
A mentalizáció fejlődése szempontjából a serdülőkor szenzitív periódusnak tekinthető (Blakemore és Mills, 2014; Frith és Frith, 2006; Poznyak és mtsai, 2019). Egyrészt a kognitív funkciók terén nehézséget okoz, hogy az impulzusgátlásért és a célvezérelt viselkedésért felelős agyi területek még éretlenek (Jessurun, 2021), miközben az idegrendszer jelentős átszerveződésen megy keresztül: a zajló szinaptikus pruning következtében a válaszgátlás kialakulatlan (Choudhury és mtsai, 2006), a társas ingerek feldolgozásában pedig a felnőttektől eltérően a hátsó fali agyterületek helyett az elülső fali területek aktivitása látható, ami a szabályozó funkciók éretlen működését jelzi (Burnett, Bird, Moll, Frith és Blakemore, 2009). Az interperszonális kapcsolatokban megnövekvő érzelmi intenzitás és a kognitív fejlődés eltolódása magyarázza a társas ingerekre adott válaszok serdülőkorra jellemző, erős emocionális töltetét, valamint a serdülők nehézségeit az érzelemszabályozás, a szociális ingerek felismerése, a tervezés vagy a viselkedésgátlás terén olyan helyzetekben, amikor a kontextusfüggő viselkedés még éretlen (Jessurun, 2021; Nelson, Leibenluft, McClure és Pine, 2005). Az idegrendszer fejlődését érintő jelentős folyamatok hatására a mentalizációs képesség színvonala serdülőkorban átmenetileg visszaesik (Choudhury és mtsai, 2006), amit a felnőttkori, érett mentalizáció és viselkedés vált fel (Jessurun, 2021).
Poznyak és munkatársai (2019) felhívták a figyelmet arra, hogy a serdülőkori mentalizáció egyéni különbségeit vizsgáló kutatások száma igen csekély, miközben fontos lenne megismerni a mentalizációban tapasztalható egyéni eltéréseket az életkor, a nem és a pszichés nehézségek mentén. Az életkor és a fokozatosan fejlődő szociális-kognitív képességek közötti kapcsolatot egyértelműen igazoló kutatások mellett a nemi különbségek tekintetében jelentős eltérések tapasztalhatók (Poznyak és mtsai, 2019). A szociális kogníció nemi különbségeinek vizsgálata a lányok mentalizációs előnyét jelzi (Bouchard és mtsai, 2008; Fonagy és Luyten, 2009; Poznyak és mtsai, 2019; Szél és Szabó, 2020), de ezzel ellentétes eredmények is születtek (Poznyak és mtsai, 2019). A pszichés zavarok feltárásában egyértelmű kapcsolat igazolódott az alacsony szintű mentalizáció és a depressziós zavarok (Belvederi Murri és mtsai, 2017), a borderline jegyek (Quek és mtsai, 2017), valamint a kötődési zavarok között (Bo és Kongerslev, 2017).
A mentalizáció multidimenzionális kérdőíve (MMQ)
Gori és munkatársai (2021) készítették el a Mentalizáció multidimenzionális kérdőívének (The multidimensional mentalizing questionnaire, MMQ) eredeti változatát. A kérdőív elméleti keretét a mentalizáció integratív, többszintű modelljében határozták meg, melynek kialakításakor megtartották az eredeti tengelyeket (2. ábra). Koncepciójukban megőrzik a mentalizáció elméletének alapjait, azaz a sikeres mentalizálás a tengelyek egyensúlyával valósul meg, az egyes tengelyeken való elmozdulás kontextusfüggő (Bateman és Fonagy, 2020). A tengelyek mentén való rugalmas elmozdulás adott helyzetben megkövetelheti az implicit (gyors, reflexszerű) folyamatok előtérbe helyezését az explicit (lassú, reflektív, értelmezett) dimenzióval szemben, úgy, hogy közben ne sérüljön a kognitív (gondolatok, hiedelmek azonosítása) – affektív (érzelmek felismerése és megértése) tengely egyensúlya. Mindezekkel párhuzamosan nem csökkenhet a külső-belső fókusz megtartásának képessége, azaz az egyén képes lehet következtetéseit a látható jegyek mellett a belső állapotok sajátosságai alapján levonni. A dimenziók eltolódása pszichopatológiai szempontból is diagnosztikai értékű (Gori és mtsai, 2021).
A mentalizáció integratív, többszintű modellje (Gori és mtsai, 2021, 11)
Citation: Magyar Pszichológiai Szemle 78, 2; 10.1556/0016.2023.00029
A sikeres mentalizációt jelzik az integrált kognitív-affektív folyamatok, a mentális állapotokra vonatkozó következtetések forrásaként a külső és belső tényezők figyelembevétele, valamint a saját (szelf) és mások (másik) élményeire való reflektív képesség. A jól mentalizáló egyén készségei a reflektivitás (események, mentális állapotok megértésének igénye), az énerő (a mindennapi problémák hatékony kezelése és reziliencia) és a kapcsolati összehangoltság (ráhangolódás mások érzelmi és kognitív állapotaira). A szegényes mentalizáció esetén jellemző a kognitív-affektív hasítás (csak a gondolatok vagy csak az érzelmek kerülnek fókuszba), a külső-belső rugalmatlanság (nehézséget okoz a külső és a belső források közötti váltás), valamint a mentális állapotok figyelembevétele során alkalmazott hasítás, azaz az egyén csak a saját vagy csak a mások állapotaira reflektál. Mindez a gondolkodás és a viselkedésszervezés rugalmatlanságában, valamint a nem megfelelő érzelemszabályozásban nyilvánul meg: megfigyelhető a kapcsolati diszkomfort (félreértettség percepciója, megbántottság érzése tévesen), a bizalmatlanság (rugalmatlanság, bizalmatlanság, előítéletesség) és az affektív diszreguláció (érzelmi elárasztottság, impulzivitás) (Gori és mtsai, 2021).
Gori és munkatársai (2021) készítették a mentalizáció multidimenzionális kérdőívének (MMQ) eredeti változatát 349 fő bevonásával (19% férfi, 81% nő; Mkor = 38,6; SD = 15,3). A kérdőív érzékenységét klinikai mintán ellenőrizték (N = 46,52; 52% férfi, 48% nő; Mkor = 38,86; SD = 16). A feltáró faktoranalízis hat faktort azonosított, amelyek a reflektivitás, énerő, kapcsolati összehangoltság, kapcsolati diszkomfort, bizalmatlanság és affektív diszreguláció elnevezést kapták. Az elvégzett vizsgálatok igazolták a mérőeszköz megfelelő pszichometriai sajátosságait és az elméleti keretnek megfelelő faktorstruktúrát (χ2 = 134,88, p < 0,001; RMSEA = 0,053; TLI = 0,90; CFI = 0,90; SRMR = 0,067). A belső konzisztencia vizsgálatához számított Cronbach-α-mutató is megfelelőnek bizonyult a teljes skála (0,75) és az alskálák esetében is (0,75–0,82 között). Mindezeken túl a klinikai minta eredményei jelentősen alacsonyabb szintű mentalizációt jeleztek az egészséges mintához képest (Gori és mtsai, 2021).
Kutatási kérdés és hipotézisek
A magyar nyelven elérhető, a mentalizáció mérésére alkalmas önkitöltős mérőeszközök száma nagyon kicsi, és a rendelkezésre álló kérdőíveket is elsődlegesen a szegényes mentalizáció és a mentalizációs hibák azonosítására fejlesztették. A Mentalizációs Kérdőív (Mentalization Questionnaire [MZQ], Hausberg és mtsai, 2012) 15 tételes önkitöltős skála, 4 dimenzió mentén méri a mentalizáció színvonalát. Elsődlegesen mentális betegségben szenvedők számára készült, lehetővé téve a pszichoterápia hatásának követését is. Magyar nyelvre Fekete és munkatársai (2019) pszichotikus mintán validálták. A Mentalizációs Igény Kérdőív (Bernáth és Kovács, 2013) 15 tételes, magyar fejlesztésű mérőeszköz, a mentalizációval kapcsolatos igényeket, célokat, attitűdöket ragadja meg. A skálaértékek a mentalizációra való motiváció erősségét mutatják. A tételek megfogalmazásakor elsődlegesen a másik perspektívájának, gondolatainak és érzelmeinek megismerésére irányuló igényt tartották szem előtt. A Reflektív Funkció Kérdőív eredeti változatát Fonagy és Ghinai (Reflecitve Functioning Questionnaire [RFQ], 2008) készítette, és a mentalizáció károsodását méri. A Reflektív Funkció Kérdőív a mentalizálás színvonalának operacionalizált mérésére tervezett eszköz, amelynek belső faktorstruktúrája kultúránként és célcsoportonként eltérő jellegzetességeket mutat. Magyar változata 2020-ban készült, egy 15 állításos kérdőív, ahol a tételek három skálába rendeződtek: bizonytalan mentalizáció (5 tétel), túlzott magabiztosság (6 tétel), érzelmi elárasztottság (Szél és Szabó, 2020).
Célunk egy olyan kérdőív validálása volt, amely illeszkedik a mentalizáció multidimenzionális szemléletéhez, és nem csupán a szegényes mentalizálás színvonalát méri fel, hanem lehetőséget ad a mentalizálás pozitív aspektusainak, személyes erőforrásainak feltárására. Jelen tanulmány célja a Mentalizáció multidimenzionális kérdőíve magyar változatának elkészítése, belső faktorszerkezetének feltárása és validálása egészséges serdülő mintán. A konvergens validitás ellenőrzése érdekében olyan változókat választottunk, amelyek mentalizációval való együttjárását a kérdőív eredeti változatának kialakításakor a szerzők is igazolták (The multidimensional mentalizing questionnaire, [MMQ], Gori és mtsai, 2021). Hipotéziseinkben a mentalizáció összefüggéseit vizsgáljuk az énhatékonysággal, az önértékeléssel, az érzelemszabályozási nehézséget jelző alexitímiával és az impulzivitással, valamint az észlelt társas támogatással. A mentalizáció összefüggéseinek megértése érdekében és a konstruktív validitás ellenőrzése céljából a demográfiai jellemzők feltárása mellett az alábbi hipotézisek vizsgálatát végeztük el.
H1
A mentalizáció színvonala eltér a nemek és az életkor tekintetében.
- a)Elvárásunk szerint a mentalizáció színvonala a serdülők korosztályában alacsonyabb a fiatal felnőtt korosztályéhoz képest (Choudhury és mtsai, 2006; Fonagy és Luyten, 2009).
- b)Feltételezzük, hogy a mentalizáció színvonala eltérő férfiak és nők, valamint fiúk és lányok esetében (Poznyak és mtsai, 2019), és a két változó között kereszthatást feltételeztünk, azaz azt vártuk, hogy serdülőkorban a mentalizáció színvonala a fiúk/férfiak esetében lesz magasabb, míg fiatal felnőttkorban a lányok/nők érnek el magasabb pontszámot (Bouchard és mtsai, 2008; Fonagy és Luyten, 2009).
H2
A sikeres mentalizáció (reflektivitás, énerő, kapcsolati összehangoltság) pozitív irányú kapcsolatban áll az általános énhatékonysággal és önértékeléssel (B. Erdős és mtsai, 2020; Gori és mtsai, 2021).
H3
Az alacsony szintű mentalizáció (kapcsolati diszkomfort, bizalmatlanság, érzelmi diszkontroll) pozitív irányú kapcsolatban áll az alexitímiával és az impulzivitással (Gori és mtsai, 2021).
H4
Az észlelt társas támogatás mértéke serdülőkorban pozitív irányú kapcsolatban áll a sikeres mentalizáció alskáláival (Allan, Fonagy és Bateman, 2011; Fonagy és Allison, 2013; Jessurun, 2021).
Módszerek
Minta
Egy nagyobb volumenű keresztmetszeti kutatás keretében toboroztunk 14 és 30 év közötti személyeket. A résztvevők serdülők (N = 850), illetve fiatal felnőttek (N = 627) voltak, a mintába összesen így 1477 fő került, ebből 577 fő férfi (39%) és 900 fő nő (61%). A teljes minta átlagéletkora 19,53 év (SD = 4,41); ezen belül a serdülő alminta átlagéletkora 16,42 év (SD = 1,54), míg a fiatal felnőtteké 23,75 év (SD = 3,43). A korosztályi megoszlás részleteit az 1. táblázatban tüntettük fel.
A vizsgált minta korosztályi megoszlása
| Serdülő | Fiatal felnőtt | Összesen | |
| Férfi | 397 (47%) | 180 (29%) | 577 (39%) |
| Nő | 453 (53%) | 447 (71%) | 900 (61%) |
| Összesen | 850 | 627 | 1477 |
Mérőeszközök
A Mentalizáció multidimenzionális kérdőíve (MMQ-H). A Mentalizáció multidimenzionális kérdőíve (Gori és mtsai, 2021) 33 tételes önkitöltős mérőeszköz, amely a mentalizáció négy meghatározó tengelyét vizsgálja. A kérdőív kitöltői ötfokú Likert-skálán jelezhetik, hogy mennyire érzik igaznak az adott állítást (1 = egyáltalán nem igaz, 5 = teljes mértékben igaz). Az itemek hat skálába rendeződnek. A sikeres mentalizációt jelző skálák: reflektivitás (pl. Gyakran próbálok magyarázatot találni arra, ami velem történik), énerő (pl. Képes vagyok elviselni a mindennapi élet nehézségeit) és kapcsolati összehangolódás (pl. Rá tudok hangolódni mások hangulatára és lelkiállapotára). A szegényes mentalizációt jelző skálák: kapcsolati diszkomfort (pl. Az emberek nem értenek meg engem), bizalmatlanság (pl. Jobb vigyázni az emberekkel) és érzelmi diszkontroll (pl. Heves, hirtelen, lobbanékony természetű vagyok). A skálapontszámok növekedése a mentalizáció sikerességét, illetve szegényességét jelzi. Az eredeti kérdőív összesített skálája a szegényes mentalizációt jelző skálapontszámok megfordításával a mentalizáció sikerességét jelzi.
A kérdőív lefordítása és visszafordítása a Beaton, Bombardier, Guillemin és Ferraz-féle protokoll (2000) alapján történt, amely szerint három személy lefordította olaszról magyar nyelvre a tételeket, majd egységesítés után egy kétnyelvű személy magyarról olaszra fordította vissza ezeket. A szerző rendelkezésünkre bocsátotta a kérdőív angol nyelvű változatát, így a fordítási folyamatot angol nyelv bevonásával is elvégeztük. A végső kérdőívbe az eredeti jelentéshez leginkább közelítő változat került be. Az adaptáció a Magyar Pszichológiai Társaság tesztadaptációs irányelveinek (2020) figyelembevételével készült.1
Multidimenzionális észlelt társas támogatás kérdőív (MSPSS). A Multidimenzionális észlelt társas támogatás kérdőívet Zimet és munkatársai (1990) fejlesztették ki, majd később számos nyelvre lefordították. Magyar nyelvű változata 2017 óta érhető el (Papp-Zipernovszky és mtsai, 2017). A kérdőív 10 tétele három skálába sorolható, ezek a család (pl. A családomra mindig számíthatok), a barátok (pl. Számíthatok a barátaimra, amikor a dolgok rosszra fordulnak) és a jelentős mások (pl. Van legalább egy fontos személy a környezetemben, akire számíthatok, ha szükségem van rá) skálák. A kérdőív kitöltői ötfokozatú Likert-skálán jelezhetik, hogy mennyire értenek egyet az adott állítással (1 = egyáltalán nem igaz rám, 5 = teljes mértékben igaz rám). A kérdőív kiértékelése az egyes tételekhez tartozó tételszámok átlagolásával történik. A magasabb pontszám az észlelt társas támogatás magasabb mértékét jelzi. A kérdőív megbízhatósági mutatóit a szerzők jelen mintán ellenőrizték, és megfelelőnek értékelték (Család: Cronbach-α = 0,92; Barátok: Cronbach-α = 0,92; Jelentős mások: Cronbach-α = 0,91, az egész kérdőív reliabilitása: Cronbach-α = 0,93).
Torontói Alexitímia Skála (TAS-20). A Torontói Alexitímia Skála (Bagby és mtsai, 1994a, 1994b) kanadai fejlesztésű kérdőív, az amerikai kultúra és az angol nyelv érzelemkifejezéseinek eszközeire épül, számos nyelvre lefordították. Magyar változata (Cserjési, Luminet és Lénárd, 2007) széles körben alkalmazható. A 20 kérdésre ötfokú Likert-skálán kell válaszolni, a következő lehetőségek közül választva: 1 = Határozottan nem értek egyet, 2 = Nem értek egyet, 3 = Egyet is értek, meg nem is, 4 = Egyetértek, 5 = Határozottan egyetértek. A 20 állítás három alskálába rendeződik: érzelmek azonosításának nehézsége (pl. Gyakran összezavarodom, milyen érzelmet is érzek), érzelmek kifejezésének nehézsége (pl. Nehezen találok megfelelő szót az érzéseimre) és a pragmatikus gondolkodás (pl. Jobban szeretem elemezni a problémákat, mint csak leírni őket). Az alexitímia mértékét vagy súlyosságát a három alskála összege határozza meg, melynek pontszáma 20–100-ig terjedhet. Taylor és munkatársai (1996) klinikai mintán végzett vizsgálatokra alapozva azt javasolták, hogy az alexitímia patológiás határértéke (cut-off) 60 pont legyen. A vizsgált személyt akkor tekintik alexitímiásnak, ha a TAS-20 három skálájának összege túllépi ezt a pontszámot. A kérdőív megbízhatósági mutatóit a szerzők jelen mintán ellenőrizték, és megfelelőnek értékelték (érzelmek azonosításának nehézsége: Cronbach-α = 0,85; érzelmek kifejezésének nehézsége: Cronbach-α = 0,78; pragmatikus gondolkodás: Cronbach-α = 0,63, az egész kérdőív reliabilitása: Cronbach-α = 0,84).
Barratt Impulzivitás Skála (BIS-R-21). A Barratt Impulzivitás Skála elsődleges célja az impulzivitáskonstruktum minél megbízhatóbb mérése volt, kiemelve, hogy az impulzivitás egyaránt érint viselkedéses és kognitív funkciókat (Patton, Stanford és Barratt, 1995). Magyar változatának revideált formája (Kapitány-Fövény és mtsai, 2020) 21 tételt tartalmaz három skálába rendeződve: kognitív impulzivitás (pl. Gondosan megtervezem a feladataimat), viselkedési impulzivitás (pl. Gondolkodás nélkül cselekszem) és türelmetlenség, nyugtalanság (pl. Fészkelődöm olyankor, amikor hosszabb ideig csendben, ülve kellene maradnom). A kitöltők négyfokú Likert-skálán jelezhetik, hogy mennyire érvényesek az adott állítások (soha/ritkán; néha, gyakran, majdnem mindig/mindig). A skálapontszámokat a tételek összege adja, a kognitív impulzivitás skála tételei fordított pontozásúak. A magasabb pontszám az impulzivitás magasabb mértékét jelzi. A kérdőív megbízhatósági mutatóit a szerzők jelen mintán ellenőrizték, és megfelelőnek értékelték (kognitív impulzivitás: Cronbach-α = 0,75; viselkedési impulzivitás: Cronbach-α = 0,75; türelmetlenség/nyugtalanság: Cronbach-α = 0,67, az egész kérdőív reliabilitása: Cronbach-α = 0,83).
Rosenberg Önértékelés Skála (RSES-H). A Rosenberg (1965) által kidolgozott, önbeszámolón alapuló Önértékelés skálának a kutatás során használt magyar változatát Sallay és munkatársai készítették (2014). Az egydimenziós, önértékelést felmérő 10 tételes kérdőívben a kitöltőnek négyfokú Likert-skála mentén kell eldöntenie, hogy mennyire jellemző rá az adott állítás (1 = egyáltalán nem jellemző, 2 = alig jellemző, 3 = jellemző, 4 = teljesen jellemző). Az állítások fele az énre pozitív, másik fele az énre negatív állítást fogalmazott meg, ez utóbbiak az összpontszám képzésekor fordított pontozásúak. A magasabb pontszám az önértékelés magasabb mértékét jelzi. A kérdőív jelen mintán megbízhatónak bizonyult (Cronbach-α = 0,91).
Általános énhatékonyság skála (GSE). A Kopp és munkatársai által kidolgozott Általános énhatékonyságot mérő skála (1993) önbevalláson alapuló kérdőív, amely 10 itemet tartalmaz. A válaszadó személynek azt kell megjelölnie a négyfokú skálán, hogy az adott állítást mennyire tartja önmagára jellemzőnek (1 = egyáltalán nem jellemző; 4 = teljesen jellemző). A skálaképzés összpontszám alapján történik, fordított itemet a kérdőív nem tartalmaz. A magasabb pontszám az énhatékonyság magasabb mértékét jelzi. A kérdőív jelen mintán megbízhatónak bizonyult (Cronbach-α = 0,91).
Statisztikai elemzések
A Mentalizáció multidimenzionális kérdőívének (MMQ-H) szerkezetét feltáró és megerősítő faktorelemzéssel vizsgáltuk meg a Jamovi 2.2.5 statisztikai program segítségével, és Dueber (2017) bifaktoros index számítási táblázatát, valamint az elemzésekhez a Fabrigar és munkatársai (1999) által javasolt keresztvalidálás módszerét alkalmaztuk, ennek megfelelően a mintát véletlenszerűen kettéosztottuk, így a feltáró és a megerősítő faktorelemzést két külön csoporton végeztük el. A módszer szerint az így kapott struktúra érvényessége megbízhatóbb, mivel így két külön független mintán történik a struktúra feltárása és megerősítése.
Az egyes változók közötti együttjárás vizsgálatára korrelációelemzést alkalmaztunk, a csoportok átlageredményeinek összehasonlítása független mintás próbával és ANOVA eljárással történt. A normáleloszlást Ghasemi és Zahediasl (2012) javaslata alapján teszteltük: standardizáltuk a skálákat, és normáleloszlásúnak tekintettük a skálákat abban az esetben, ha a skálákhoz tartozó ferdeség és csúcsossághoz rendelt z-értékek abszolút értéke kisebb, mint 1,96. Eszerint a skálák esetében nem teljesül a normáleloszlás.
Etikai vonatkozások
A jelen tanulmány alapjául szolgáló adatokat egy nagyobb volumenű keresztmetszeti kutatás keretében gyűjtöttük, amely a kommunikált tudásba vetett bizalom, a mentalizáció és a reziliencia kapcsolatát vizsgálta. A kutatás az Egyesített Pszichológiai Kutatásetikai Bizottság jóváhagyásával valósult meg (EPKEB 2021-116). Az adatfelvétel 2021. szeptember–december, valamint 2022. február–április időszakában zajlott. Jelen vizsgálatban általános és középiskolás diák és fiatal felnőtt kitöltők adatait dolgoztuk fel. Az iskolások esetén 14–18 évben határoztuk meg az életkori határokat, ami a fiatal felnőtteknél 18–30 év. Az iskoláskorú résztvevőket az oktatási intézményeiken keresztül értük el, az intézményvezetők engedélyével és az osztályfőnökök segítségével juttattuk el a szülők számára a beleegyezési nyilatkozatot. A vizsgálatban azok a tanulók vettek részt, akiknek szülei (16 évnél fiatalabbak esetében) vagy önmaguk (16 évnél idősebbek) nem jelezték előzetesen a vizsgálati részvételtől elállás szándékát, és hiánytalanul kitöltötték a kérdőívcsomagot. A vizsgálatban általános iskolák, 4-6-8 osztályos gimnáziumok, szakgimnáziumok és szakiskolák diákjai vettek részt, akik a kérdőívcsomagot papír alapon vagy számítógép segítségével tantermi körülmények között töltötték ki. A fiatal felnőtt résztvevőket kényelmi mintavétellel online fórumok segítségével, hólabda módszerrel értük el. Az online felület jellegéről nem gyűjtöttünk adatokat. A szülőket, a tanulókat és a fiatal felnőtt résztvevőket tájékoztattuk arról, hogy a kérdőívcsomag kitöltése önkéntes és anonim, a kitöltés a vizsgálat alatt is következmények nélkül bármikor megszakítható. A résztvevők ellenszolgáltatásban nem részesültek.
Eredmények
A kérdőív megbízhatóságának vizsgálata
Jelen vizsgálatunkban a kérdőív megbízhatóságának tesztelésére belsőkonzisztencia-mutatókat számoltunk, a faktoriális érvényesség alátámasztását pedig megerősítő faktorelemzéssel végeztük el. Az elemzésekhez a Fabrigar és munkatársai (1999) által javasolt keresztvalidálás módszerét alkalmaztuk, ennek megfelelően a mintát véletlenszerűen kettéosztottuk (2. táblázat), így a feltáró és a megerősítő faktorelemzést két külön csoporton végeztük el.
A faktorelemzéshez kialakított alminták fő jellemzői
| Minta 1 N = 720 | Minta 2 N = 757 | ||
| Nemek | Férfi | 278 | 299 |
| Nő | 442 | 458 | |
| Korosztály | Serdülő | 408 | 442 |
| Fiatal felnőtt | 312 | 315 | |
| Átlagéletkor | 19,6 | 19,46 |
Az elsődleges faktorstruktúra meghatározására feltáró faktorelemzést alkalmaztunk az első almintán. A faktorelemzés elvégzésének tesztelésére a Bartlett-teszt szignifikanciáját és a Kaiser–Meyer–Olkin-mutató (KMO) 0,6 fölötti eredményét tekintettük referenciának. A feltáró faktorelemzés elvégzése utáni további elemzésben azok a tételek vettek részt, amelyek megfeleltek Samuels (2017) irányelveinek, azaz faktorsúlyuk 0,3 feletti volt, és olyan faktorokba rendeződtek, amelyek megmagyarázott variancia értéke elérte vagy meghaladta az 5%-ot. Kereszttöltés esetén az adott tételt azon a faktoron vettük elsődlegesen figyelembe, amelyiken nagyobb töltést mutatott, illetve amelyiken az eredeti faktorszerkezetben is megtalálható.
A feltárt faktorszerkezet érvényességének elemzésére megerősítő faktorelemzést végeztünk a második almintán, amelyben összevetettük a feltáró faktorelemzés alapján kialakított modelleket.
Feltáró faktorelemzés. Előzetes vizsgálatként az első almintát korcsoport szerint bontottuk szét, és mindkét életkori csoportban elvégeztük a feltáró faktorelemzést. Az első almintában szereplő mindkét korcsoport alkalmasnak bizonyult a feltáró faktorelemzés elvégzésére mind a Kaiser–Meyer–Olkin mutató szerint (KMOserdülő = 0,88; KMOfelnőtt = 0,86), mind pedig a Bartlett-féle teszt szerint (p < 0,001). A feltáró faktorelemzés során parallel elemzéssel határoztuk meg a faktorok számát. Az elemzéshez főtengelyelemzést és ferdeszögű forgatást (Promax) használtunk, a kérdőív eredeti elemzése alapján (Gori és mtsai, 2021). A két életkori csoportban a feltárt struktúra némi eltérést mutatott, az alábbiak szerint (3. táblázat); a táblázatban a 0,3-nál nagyobb faktortöltéseket tüntettük fel. A serdülők mintáján feltárt struktúrában a 6. tétel mutatott jelentősebb töltést két faktoron is, azonban az eredeti kérdőív szerkezete miatt az említett tételt a további elemzésekben a 3. faktorhoz soroltuk annak ellenére, hogy ezen a faktoron mutatott alacsonyabb töltést.
A feltáró faktorelemzés eredménye a faktortöltésekkel együtt
| Tétel | 5 faktoros szerkezet (Minta 1, serdülő korosztály) | 6 faktoros szerkezet (Minta 1, fiatal felnőtt korosztály) | |||||||||
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | |
| MMQ16 | 0,82 | 0,60 | |||||||||
| MMQ31 | 0,81 | 0,41 | |||||||||
| MMQ32 | 0,80 | 0,90 | |||||||||
| MMQ18 | 0,78 | 0,72 | |||||||||
| MMQ17 | 0,63 | 0,78 | |||||||||
| MMQ1 | 0,61 | 0,60 | |||||||||
| MMQ10 | 0,57 | 0,66 | |||||||||
| MMQ6 | 0,43 | 0,30 | 0,52 | ||||||||
| MMQ30 | 0,84 | 0,96 | |||||||||
| MMQ24 | 0,80 | 0,83 | |||||||||
| MMQ25 | 0,78 | 0,83 | |||||||||
| MMQ11 | 0,70 | 0,67 | |||||||||
| MMQ26 | 0,58 | 0,44 | |||||||||
| MMQ22 | 0,57 | 0,54 | |||||||||
| MMQ8 | 0,45 | 0,3 | |||||||||
| MMQ5 | 0,80 | 0,89 | |||||||||
| MMQ4 | 0,78 | 0,84 | |||||||||
| MMQ14 | 0,72 | 0,72 | |||||||||
| MMQ21 | 0,64 | 0,56 | |||||||||
| MMQ28 | 0,57 | 0,55 | |||||||||
| MMQ20 | 0,75 | 0,66 | |||||||||
| MMQ13 | 0,67 | 0,80 | |||||||||
| MMQ27 | 0,62 | 0,55 | |||||||||
| MMQ29 | 0,57 | 0,77 | |||||||||
| MMQ12 | 0,50 | 0,64 | |||||||||
| MMQ19 | 0,46 | 0,30 | |||||||||
| MMQ15 | 0,42 | 0,51 | |||||||||
| MMQ33 | 0,36 | 0,36 | |||||||||
| MMQ9 | 0,32 | 0,71 | |||||||||
| MMQ3 | 0,74 | 0,60 | |||||||||
| MMQ7 | 0,62 | 0,58 | |||||||||
| MMQ2 | 0,59 | 0,66 | |||||||||
| MMQ23 | 0,52 | 0,30 | |||||||||
| Magyarázott hányad: | 12,5% | 11,1% | 8,4% | 8,6% | 6,2% | 10,8% | 10,2% | 9,6% | 7,1% | 6,9% | 6,1% |
| 46,8% | 50,7% | ||||||||||
| Cronbach-α: | 0,89 | 0,85 | 0,82 | 0,79 | 0,77 | 0,87 | 0,85 | 0,82 | 0,70 | 0,68 | 0,77 |
A felnőtt mintán hat faktort tárt fel az elemzés, ez a struktúra pedig megegyezik az eredeti kérdőív faktorstruktúrájával: (1) reflektivitás (pl. Gyakran próbálok magyarázatot találni arra, ami velem történik), (2) énerő (pl. Képes vagyok elviselni a mindennapi élet nehézségeit), (3) kapcsolati összehangolódás (pl. Rá tudok hangolódni mások hangulatára és lelkiállapotára), (4) kapcsolati diszkomfort (pl. Az emberek nem értenek meg engem), (5) bizalmatlanság (pl. Jobb vigyázni az emberekkel) és (6) érzelmi diszkontroll (pl. Heves, hirtelen, lobbanékony természetű vagyok). A serdülők mintáján a kérdőív tételei öt faktorba sorolódtak, mivel a Bizalmatlanság és a Kapcsolati diszkomfort (4. faktor) faktorok nem különültek el egymástól. A továbbiakban így az öt- és a hatfaktoros struktúrán is elvégeztük a megerősítő faktorelemzést.
A serdülők mintáján feltárt, az ötfaktoros szerkezetben szereplő faktorok közötti korrelációkat a 4. táblázatban, míg a fiatal felnőttek mintáján feltárt, az eredetivel megegyező hat faktor közötti korrelációkat pedig az 5. táblázatban tüntettük fel.
A serdülő korosztály mintáján feltárt öt faktor közötti korrelációk
| 1 | 2 | 3 | 4 | |
| 1 – Reflektivitás | – | – | – | – |
| 2 – Énerő | 0,07 | – | – | – |
| 3 – Kapcsolati összehangolódás | 0,50*** | 0,10 | – | – |
| 4 – Kapcsolati diszkomfort és Bizalmatlanság | 0,39*** | −0,17** | 0,11 | – |
| 5 – Érzelmi diszkontroll | 0,44*** | −0,23*** | 0,27*** | 0,54*** |
Megjegyzés: *p < 0,5, **p < 0,01, ***p < 0,001.
A fiatal felnőtt korosztály mintáján feltárt hat faktor közötti korrelációk
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | |
| 1 – Reflektivitás | – | – | – | – | – |
| 2 – Énerő | −0,02 | – | – | – | – |
| 3 – Kapcsolati összehangolódás | 0,43*** | 0,16** | – | – | – |
| 4 – Kapcsolati diszkomfort | 0,22*** | −0,39*** | −0,06 | – | – |
| 5 – Bizalmatlanság | 0,10 | −0,23*** | −0,08 | 0,56*** | – |
| 6 – Érzelmi diszkontroll | 0,32*** | −0,48*** | 0,16** | 0,42*** | 0,25*** |
Megjegyzés: *p < 0,5, **p < 0,01, ***p < 0,001.
Megerősítő faktorelemzés. A megerősítő vizsgálatot összesen négy faktorszerkezeten végeztük el, a második almintán: teszteltük az öt- és a hatfaktoros struktúrát, emellett pedig másodrendű és bifaktoros faktorszerkezetet is vizsgáltunk, mivel a kérdőív főskálaként is értékelhető és értelmezhető. A végső struktúra kialakításakor Hu és Bentler (1999) irányelveit vettük figyelembe: a CFI és TLI esetében 0,95 feletti értéke kiváló, 0,90 felett elfogadható; SRMR és RMSEA esetében <0,08 elfogadható értéket jelentett, 0,05 alatt jó illeszkedést, a nullához közelítő érték pedig kiváló illeszkedést jelzett. A normáleloszlás hiánya, illetve a tételek ordinális természete miatt az elemzésben az átlósan súlyozott négyzetes becslés elvét (DWLS – Diagonally Weighted Least Squares) alkalmaztuk (Koğar és Koğar, 2016; Li, 2016), a belső konzisztencia vizsgálatára pedig Cronbach-ɑ értéket, McDonald's ϖ-t és takarékossági mutatót (χ2/df). Hierarchikus ómegát számoltunk, hogy meghatározzuk a specifikus faktorok információtartalmát és magyarázó erejét az általános faktor hatásának kontrollálása mellett.
Az illeszkedésmutatók a 6. táblázatban vannak feltüntetve. Ebben egyértelműen látszik, hogy az eredeti felosztás szerinti hatfaktoros, bifaktoros modell illeszkedési mutatói felelnek meg a referenciaértékeknek, így a további elemzésekben mi is ezt a felosztást alkalmazzuk. A modell tételeinek faktortöltéseit a 7. táblázatban tüntettük fel. Ebben látható, hogy összességében mindegyik faktor több tétele magas töltéseket mutat az általános mentalizációs faktorra, de alacsonyabb töltésű tételeket találhatunk az Énerő faktor (0,374–0,785), a Kapcsolati diszkomfort (0,233–0,565) és az Érzelmi diszkontroll (0,225–0,803) faktorokkal kapcsolatban. A Reflektivitás (0,467–0,835) és a Bizalmatlanság (0,399–0,819) faktorok tételei közepes mértékben töltenek az általános mentalizációs faktorra. A Kapcsolati összehangolódás tételei (0,694–0,907) pedig igen magas töltéseket mutatnak. A faktortöltések további elemzése alapján elmondható, hogy a Kapcsolati összehangolódás faktor minden tétele magas töltést mutat az általános faktoron, míg a Reflektivitás faktor tételei közül az MMQ8-as, és az Énerő faktorok tételei közül a MMQ26-os közepesen erős töltést mutat az általános faktorral, míg a faktorok többi tétele erős kapcsolatban áll vele. A Kapcsolati diszkomfort, Bizalmatlanság és Érzelmi diszkontroll faktorok esetében minden esetben látható, hogy az általános faktorral erős töltést mutat a Bizalmatlanság esetén a 23-as és a 3-as tétel, valamint az Érzelmi diszkontroll faktorra töltő 13-as és 29-es tétel. A többi tétel közepes vagy gyenge töltéssel bír az általános faktoron.
Az MMQ-H kérdőív lehetséges faktorszerkezetének illeszkedési mutatói a megerősítő faktorelemzés eredménye szerint
| χ2 | p | χ2/df | RMSEA | RMSEA 90% CI | CFI | TLI | SRMR | |
| 1. modell – 5 faktor | 1477,71 | <0,001 | 3,08 | 0,06 | 0,05 < CI < 0,06 | 0,88 | 0,87 | 0,07 |
| 2. modell – eredeti 6 faktor | 1419,42 | <0,001 | 2,99 | 0,06 | 0,05 < CI < 0,06 | 0,89 | 0,88 | 0,07 |
| Másodlagos faktor (6 faktor) | 8143,88 | <0,001 | 16,65 | 0,14 | 0,14 < CI < 0,15 | 0,84 | 0,83 | 0,13 |
| Bifaktoros modell (6 faktor) | 2023,62 | <0,001 | 4,44 | 0,06 | 0,06 < CI < 0,07 | 0,97 | 0,96 | 0,06 |
A hat faktort magába foglaló bifaktoros modell tételeinek faktortöltései és megbízhatósági mutatói
| Tétel | R | ÉE | KÖ | KD | B | ÉD | ÁM | IECV |
| MMQ10 | 0,378 | 0,835 | 0,830 | |||||
| MMQ32 | 0,377 | 0,834 | 0,830 | |||||
| MMQ17 | 0,348 | 0,769 | 0,830 | |||||
| MMQ6 | 0,336 | 0,743 | 0,830 | |||||
| MMQ18 | 0,33 | 0,728 | 0,830 | |||||
| MMQ16 | 0,294 | 0,65 | 0,830 | |||||
| MMQ1 | 0,287 | 0,634 | 0,830 | |||||
| MMQ31 | 0,277 | 0,612 | 0,830 | |||||
| MMQ8 | 0,211 | 0,467 | 0,830 | |||||
| MMQ24 | 0,744 | 0,785 | 0,527 | |||||
| MMQ30 | 0,668 | 0,705 | 0,527 | |||||
| MMQ25 | 0,586 | 0,618 | 0,527 | |||||
| MMQ11 | 0,545 | 0,575 | 0,527 | |||||
| MMQ22 | 0,536 | 0,566 | 0,527 | |||||
| MMQ26 | 0,354 | 0,374 | 0,527 | |||||
| MMQ5 | 0,606 | 0,907 | 0,691 | |||||
| MMQ4 | 0,551 | 0,823 | 0,690 | |||||
| MMQ14 | 0,505 | 0,755 | 0,691 | |||||
| MMQ21 | 0,478 | 0,715 | 0,691 | |||||
| MMQ28 | 0,464 | 0,694 | 0,691 | |||||
| MMQ12 | 0,551 | 0,565 | 0,513 | |||||
| MMQ9 | 0,497 | 0,509 | 0,512 | |||||
| MMQ27 | 0,426 | 0,437 | 0,513 | |||||
| MMQ15 | 0,258 | 0,265 | 0,513 | |||||
| MMQ33 | 0,227 | 0,233 | 0,513 | |||||
| MMQ23 | 0,554 | 0,71 | 0,622 | |||||
| MMQ3 | 0,385 | 0,809 | 0,815 | |||||
| MMQ7 | 0,362 | 0,464 | 0,622 | |||||
| MMQ2 | 0,23 | 0,294 | 0,620 | |||||
| MMQ13 | 0,801 | 0,803 | 0,501 | |||||
| MMQ29 | 0,691 | 0,692 | 0,501 | |||||
| MMQ20 | 0,445 | 0,445 | 0,500 | |||||
| MMQ19 | 0,224 | 0,225 | 0,502 | |||||
| Cronbach-α | 0,85 | 0,86 | 0,83 | 0,72 | 0,7 | 0,75 | 0,77 | |
| McDonald's ϖ | 0,86 | 0,87 | 0,84 | 0,73 | 0,72 | 0,77 | 0,8 | |
| hierarchikus ϖ | 0,16 | 0,44 | 0,3 | 0,35 | 0,25 | 0,44 | 0,89 | |
| magyarázott közös variancia (ECV) | 0,17 | 0,47 | 0,31 | 0,49 | 0,30 | 0,50 | 0,65 |
Megjegyzés: R: reflektivitás, ÉE: énerő, KÖ: kapcsolati összehangoltság, KD: kapcsolati diszkomfort, B: bizalmatlanság, ÉD: érzelmi diszkontroll, ÁM: általános mentalizáció.
A 7. táblázat utolsó soraiban a belső megbízhatóságot jelző adatok és az általuk megmagyarázott variancia értéke olvasható. A megbízhatósági mutatók közül a Cronbach-alfa és a McDonald-féle ómega megfelelő belső megbízhatóságot jelez, 0,75-nél kisebb értéket csak a kapcsolati diszkontroll (ϖ = 0,73) és a bizonytalanság skálánál (ϖ = 0,72) találunk. A hierarchikus ómega és a megmagyarázott variancia elemzése azonban az elfogadható értékektől elmaradó megbízhatóságra utal. Bár a hierarchikus ómegának széles körben elfogadott határértékét nem találunk, általában a 0,50 tekinthető elfogadhatónak, de a 0,75-höz közeli érték jelez megfelelő megbízhatóságot (Reise, Bonifay és Haviland, 2013). Rodriguez, Reise és Haviland (2016) alapján a 0,70-nél magasabb ECV és PUC mutatók az egydimenziós modell érvényességét támasztják alá, ugyanakkor a multidimenzionalitást jelzi, ha a tisztán egydimenziós modell által magyarázott varianciahányad (PUC) kisebb, mint 0,80, és az általános faktor által megmagyarázott variancia (ECV) értéke meghaladja a 0,60-t, valamint a hierarchikus ómega 0,70 feletti (Reise és mtsai, 2013). Az MMQ kérdőív bifaktoros modelljénél a PUC értéke 0,84, az ECV 0,65, az általános faktor hierarchikus ómegájának értéke 0,65, 10 tétel esetében (30%) 0,80-nál magasabb az IECV értéke. A bifaktoros mutatók a kérdőív multidimenzionális jellegét megkérdőjelezik, annak ellenére, hogy a faktorelemzés jól elkülöníthető skálákba sorolja az egyes tételeket. A hat alskála átlagait és leíró mutatóit a 8. táblázatban tüntettük fel. A faktorokat az angol elnevezés magyar megfelelője szerint neveztük el.
Az MMQ-H hat alskálájának és a teljes skála összegzett átlaga és leíró mutatói
| Skálák | Átlag | Szórás | Tétel-szám |
| Reflektivitás (Reflexivity) | 35,41 | 6,96 | 9 |
| Énerő (Ego-strenght) | 20,73 | 5,1 | 6 |
| Kapcsolati összehangolódás (Relational attunement) | 18,01 | 4,44 | 5 |
| Kapcsolati diszkomfort (Relational discomfort) | 12,61 | 4,43 | 5 |
| Bizalmatlanság (Distrust) | 11,26 | 3,56 | 4 |
| Érzelmi diszkontroll (Emotional Dyscontrol) | 12,75 | 4,09 | 4 |
| Teljes skála | 114,09 | 13,56 | 33 |
A mentalizáció kapcsolata a demográfiai változókkal. A különböző demográfiai változók mentén megvizsgáltuk a Mentalizáció multidimenzionális kérdőívének (MMQ-H) jellemzőit. A normáleloszlást Ghasemi és Zahediasl (2012) javaslata alapján teszteltük: standardizáltuk a skálákat, és normáleloszlásúnak tekintettük a skálákat abban az esetben, ha a skálákhoz tartozó a ferdeség és csúcsossághoz rendelt z-értékek abszolút értéke kisebb, mint 1,96. Eszerint a skálák esetében nem teljesül a normáleloszlás, így nem parametrikus próbákat alkalmaztunk a vizsgálatokhoz.
Feltételeztük (H1), hogy a mentalizáció színvonala eltér a nemek és az életkor tekintetében; elvárásunk szerint a mentalizáció színvonala a serdülők korosztályában alacsonyabb a fiatal felnőtt korosztályéhoz képest. Mann–Whitney-próbával vizsgáltuk meg a mentalizáció alskáláinak lehetséges eltéréseit a két korosztály között. A reflektivitás, a kapcsolati összehangolódás és a bizalmatlanság alskálákon találtunk szignifikáns különbségeket, közepes és kis hatásnagyság mellett. A részletes eredmények a 9. táblázatban láthatók; a dőlt kiemelések a magasabb pontszámot jelölik.
Az MMQ-H alskáláinak eltérései a két korosztály között
| MMQ-H | Serdülő | Fiatal felnőtt | Mann–Whitney U | p | hatás-nagyság | ||
| (N = 607) | (N = 627) | ||||||
| M | SD | M | SD | ||||
| Reflektivitás | 33,47 | 7,39 | 37,28 | 5,94 | 130 524 | <,001 | 0,31 |
| Énerő | 20,49 | 5,13 | 20,96 | 5,07 | 180 697 | 0,113 | 0,05 |
| Kapcsolati összehangolódás | 17,01 | 4,5 | 18,98 | 4,16 | 141 111 | <,001 | 0,26 |
| Kapcsolati diszkomfort | 12,78 | 4,47 | 12,45 | 4,4 | 182 891 | 0,236 | 0,04 |
| Bizalmatlanság | 11,86 | 3,49 | 10,68 | 3,54 | 154 175 | <,001 | 0,19 |
| Érzelmi diszkontroll | 12,54 | 4,16 | 12,95 | 4,02 | 179 411 | 0,09 | 0,06 |
| Teljes skála | 110,34 | 12,99 | 117,69 | 13,13 | 129 360 | <,001 | 0,31 |
Megjegyzés: a dőlttel szedett adatok a szignifikánsan magasabb értékeket jelzik. A hatásnagyság mutató alapja: biszeriális rangkorreláció.
Továbbá szintén Mann–Whitney-próbával vizsgáltuk meg a mentalizáció alskáláinak különbségét a férfiak és nők között; mind a hat alskála esetében szignifikáns különbséget jelzett a próba, a hatásnagyság mutató értékek kicsik és közepesek. A reflektivitás, a kapcsolati összehangolódás, a kapcsolati diszkomfort, a bizalmatlanság és az érzelmi diszkontroll alskálákon a nők értek el magasabb pontszámot, míg az énerő alskálán a férfiak. A részletes adatokat a 10. táblázat tartalmazza, ahol a dőlt kiemelések a magasabb pontszámot jelölik.
Nemi különbségek az MMQ-H alskáláin
| MMQ-H | Fiú/Férfi | Lány/Nő | Mann–Whitney U | p | hatás-nagyság | ||
| (N = 445) | (N = 779) | ||||||
| M | SD | M | SD | ||||
| Reflektivitás | 33,41 | 7,6 | 36,58 | 6,27 | 133 582 | <0,001 | 0,25 |
| Énerő | 21,73 | 4,71 | 20,15 | 5,24 | 146 267 | <0,001 | 0,18 |
| Kapcsolati összehangolódás | 16,53 | 4,38 | 18,88 | 4,24 | 121 861 | <0,001 | 0,31 |
| Kapcsolati diszkomfort | 12 | 4,04 | 12,97 | 4,61 | 157 088 | <0,001 | 0,11 |
| Bizalmatlanság | 11 | 3,36 | 11,42 | 3,67 | 164 957 | 0,049 | 0,07 |
| Érzelmi diszkontroll | 11,24 | 3,97 | 13,64 | 3,9 | 117 379 | <0,001 | 0,34 |
Megjegyzés: a dőlttel szedett adatok a szignifikánsan magasabb értékeket jelzik. A hatásnagyság mutató alapja: biszeriális rangkorreláció.
A fenti két eredményt összegezve azt vártuk, hogy serdülőkorban a mentalizáció színvonala a fiúk/férfiak esetében lesz magasabb, míg fiatal felnőttkorban a lányok/nők érnek el magasabb pontszámot. A többszempontú varianciaanalízis alátámasztotta a feltételezéseinket (3. ábra). Egyrészt szignifikáns főhatást mutatott ki a korosztály tekintetében (F[1;1224] = 71,97, p < 0,001, η2 = 0,05), a serdülők alacsonyabb pontszámot értek el a teljes skálán (M = 110,5; SD = 12,99), mint a fiatal felnőttek (M = 117,13; SD = 13,13); a nem főhatás nem bizonyult szignifikánsnak (F[1;1224] = 0,36, p = 0,549, η2 = 0,00). Másrészt a korosztály és a nem kereszthatás is szignifikáns (F[1;122] = 15,42, p < 0,001, η2 = 0,01), vagyis a serdülők korosztályában valóban a férfiak értek el magasabb pontszámot (M = 112,27; SD = 12,8), míg a fiatal felnőttek között a nők (M = 118,43; SD = 13,18).
A mentalizáció összpontszáma korosztályi és nemenkénti bontásban
Citation: Magyar Pszichológiai Szemle 78, 2; 10.1556/0016.2023.00029
Konvergens validitás. A konvergens validitás ellenőrzése érdekében olyan változókat választottunk, amelyek mentalizációval való együttjárását már korábbi tanulmányok alátámasztották (Gori és mtsai, 2021). Így Spearman korrelációs vizsgálattal tártuk fel a mentalizáció pontszámainak összefüggéseit a reflektív funkciókkal, az énhatékonysággal, az önértékeléssel, az alexitímiával, az impulzivitással és az észlelt társas támogatással.
Második hipotézisünkben feltételeztük, hogy a sikeres mentalizáció (ezen belül is a reflektivitás, az énerő és a kapcsolati összehangolódás) pozitív irányú kapcsolatban áll az általános énhatékonysággal és önértékeléssel (B. Erdős és mtsai, 2020; Gori és mtsai, 2021). Ennek eredményeit a 11. táblázat foglalja össze.
Az MMQ-H összefüggése az önértékeléssel (RSES) és az énhatékonysággal (GSE)
| ÉnhatékonyságMentalizáció dimenziói | Serdülő | Fiatal felnőtt |
| Reflektivitás | 0,05 | 0,06 |
| Énerő | 0,61*** | 0,49*** |
| Kapcsolati összehangoltság | 0,18** | 0,14*** |
| Kapcsolati diszkomfort | 0,39*** | 0,33*** |
| Bizalmatlanság | −0,22*** | −0,16*** |
| Érzelmi diszkontroll | −0,03 | −0,01 |
| Önértékelés | ||
| Mentalizáció dimenziói | Serdülő | Fiatal felnőtt |
| Reflektivitás | −0,17** | −0,16*** |
| Énerő | 0,45*** | 0,54*** |
| Kapcsolati összehangoltság | −0,04 | 0,01 |
| Kapcsolati diszkomfort | 0,35*** | 0,47*** |
| Bizalmatlanság | −0,45*** | −0,59*** |
| Érzelmi diszkontroll | −0,34*** | −0,33*** |
| Összpontszám | −0,35*** | −0,44*** |
Megjegyzés: *p < ,05, **p < ,01, ***p < ,001; a dőlt kiemelések a legalább közepes erősségű (rs> ±0,3) összefüggéseket jelzik.
Eredményeink alapján erősebb együttjárás látható a mentalizáció dimenziói és az önértékelés, mint az énhatékonyság között. A korrelációs vizsgálatokat korosztályi bontásban is elvégeztük. A serdülők esetében erősebb összefüggéseket találtunk az énhatékonyság változójával, az önértékeléssel szemben, a fiatal felnőtteknél ez fordított irányú. A két korosztály összehasonlításakor azt tapasztaltuk, hogy a mentalizáció dimenziói serdülőkorban erősebb összefüggést jeleznek az énhatékonysággal, fiatal felnőttkorban pedig az önértékeléssel. Az összefüggések a sikeres mentalizáció skálái közül az énerő skálánál érvényesülnek a legerősebben. A szegényes mentalizáció skálái negatív irányú kapcsolatban állnak az énhatékonysággal és az önértékeléssel, ebben az esetben is erősebb összefüggéseket találtunk az önértékelés változójával, ezen a téren korosztályi különbségek nem jelentek meg.
A harmadik hipotézisben feltételeztük, hogy az alacsony szintű mentalizáció (kapcsolati diszkomfort, a bizalmatlanság és az érzelmi diszkontroll) pozitív irányú kapcsolatban áll az alexitímiával és az impulzivitással (Gori és mtsai, 2021). A Spearman-féle korrelációelemzés alátámasztotta a feltevéseket (12–13. táblázat).
Az MMQ-H összefüggése az alexitímiával (TAS)
| Érzelmek azonosításának nehézségeMentalizáció dimenziói | Serdülők | Fiatal felnőtt |
| Reflektivitás | 0,43*** | 0,19*** |
| Énerő | −0,28*** | −0,5*** |
| Kapcsolati összehangoltság | 0,16* | 0,02 |
| Kapcsolati diszkomfort | 0,53*** | 0,56*** |
| Bizalmatlanság | 0,37*** | 0,3*** |
| Érzelmi diszkontroll | 0,63*** | 0,61*** |
| Érzelmek kifejezésének nehézsége | ||
| Mentalizáció dimenziói | Serdülők | Fiatal felnőtt |
| Reflektivitás | 0,21** | 0 |
| Énerő | −0,22*** | −0,25*** |
| Kapcsolati összehangoltság | −0,01 | −0,17*** |
| Kapcsolati diszkomfort | 0,44*** | 0,58*** |
| Bizalmatlanság | 0,41*** | 0,39*** |
| Érzelmi diszkontroll | 0,37*** | 0,23*** |
| Pragmatikus gondolkodás | ||
| Mentalizáció dimenziói | Serdülők | Fiatal felnőtt |
| Reflektivitás | 0,39*** | 0,25*** |
| Énerő | 0,18** | 0,07 |
| Kapcsolati összehangoltság | 0,22*** | 0,19*** |
| Kapcsolati diszkomfort | −0,01 | −0,01 |
| Bizalmatlanság | 0,03 | 0,01 |
| Érzelmi diszkontroll | 0,1 | 0,07 |
Megjegyzés: *p < ,05, **p < ,01, ***p < ,001; a dőlt kiemelések a legalább közepes erősségű (rs> ±0,3) összefüggéseket jelzik.
Az MMQ-H összefüggése az impulzivitással (BIS)
| Kognitív impulzivitásMentalizáció dimenziói | Serdülők | Fiatal felnőtt |
| Reflektivitás | −0,1** | −0,28*** |
| Énerő | −0,37*** | −0,38*** |
| Kapcsolati összehangoltság | −0,15*** | −0,27*** |
| Kapcsolati diszkomfort | 0,15*** | 0,08 |
| Bizalmatlanság | −0,01 | −0,03 |
| Érzelmi diszkontroll | 0,32*** | 0,08 |
| Viselkedési impulzivitás | ||
| Mentalizáció dimenziói | Serdülők | Fiatal felnőtt |
| Reflektivitás | −0,11** | −0,02 |
| Énerő | −0,13** | −0,03 |
| Kapcsolati összehangoltság | −0,09* | 0,09 |
| Kapcsolati diszkomfort | 0,09* | 0,12 |
| Bizalmatlanság | 0,11** | 0,05 |
| Érzelmi diszkontroll | 0,38*** | 0,29*** |
| Türelmetlenség/nyugtalanság | ||
| Mentalizáció dimenziói | Serdülők | Fiatal felnőtt |
| Reflektivitás | 0,1* | 0,18** |
| Énerő | −0,25*** | −0,13* |
| Kapcsolati összehangoltság | 0,03 | 0,16* |
| Kapcsolati diszkomfort | 0,26*** | 0,22*** |
| Bizalmatlanság | 0,1* | 0,07 |
| Érzelmi diszkontroll | 0,44*** | 0,37*** |
Megjegyzés: *p < 0,05, **p < 0,01, ***p < 0,001; a dőlt kiemelések a legalább közepes erősségű (rs> ±0,3) összefüggéseket jelzik.
Eredményeink közepes-erős, pozitív irányú korrelációt jeleznek az érzelmek azonosítása és a kapcsolati diszkomfort, valamint az érzelmi diszkontroll skálájával. Hasonló együttjárás figyelhető meg az érzelmek kifejezésének nehézsége esetén a kapcsolati diszkomfort és a bizalmatlanság alskálák között. A sikeres mentalizáció skálái közül negatív irányú együttjárás látható az énerő és az érzelmek azonosítása változók között. A korrelációs vizsgálatok korosztályi bontását tekintve a negatív skálák összefüggései mindkét korosztályban a teljes mintával megegyező irányúak, a pozitív skálák esetén a serdülők mintáján a reflektivitás közepes erősségű, pozitív irányú kapcsolata látható az érzelmek azonosítása és a pragmatikus gondolkodás skálával, míg a fiatal felnőtteknél az énerő és az érzelmek azonosítása közötti negatív irányú együttjárás igazolódott.
Az impulzivitás és a mentalizáció alskáláinak elemzése alapján a teljes mintán gyenge, elhanyagolható mértékű, de szignifikáns együttjárást találhatunk. Az érzelmi diszkontroll és a türelmetlenség/nyugtalanság változók közötti közepes erősségű, pozitív irányú korreláció esetén igazolódott a feltételezésünk. A serdülők esetében a teljes mintával megegyező összefüggéseket találtunk, a fiatal felnőtteknél azonban a sikeres mentalizációt jelző mindhárom skála korrelál a kognitív impulzivitással, a viselkedéses impulzivitás az érzelmi diszkontroll skálával mutat együttjárást, míg a türelmetlenség/nyugtalanság esetén a bizalmatlanság skála kivételével minden területen szignifikáns kapcsolatot találtunk.
Negyedik hipotézisünk alapján az észlelt társas támogatás mértéke pozitív irányban függ össze a mentalizációval. Spearman-féle korrelációelemzéssel vizsgáltuk meg a két skála, illetve azok alskáláinak összefüggéseit a serdülő mintán (14. táblázat).
Az észlelt társas támogatás és a mentalizáció összefüggései serdülők körében
| Mentalizáció dimenziói | Család | Barátok | Jelentős mások |
| Reflektivitás | −0,05 | 0,07 | 0,19*** |
| Énerő | 0,29*** | 0,19*** | 0,16** |
| Kapcsolati összehangoltság | 0,04 | 0,18*** | 0,23*** |
| Kapcsolati diszkomfort | −0,46*** | −0,38*** | −0,26*** |
| Bizalmatlanság | −0,21*** | −0,25*** | −0,20*** |
| Érzelmi diszkontroll | −0,22*** | 0,01 | 0,11* |
Megjegyzés: *p < ,05, **p < ,01, ***p < ,001; a dőlt kiemelések a legalább közepes erősségű (rs> ±0,3) összefüggéseket jelzik.
Az eredmények a szegényes mentalizáció alskálái közül a kapcsolati diszkomfort skála és a családtól, valamint a barátok felől észlelt társas támogatás között közepes erősségű, negatív irányú, szignifikáns együttjárást jeleznek. Ezzel a változóval korosztályi összehasonlítást nem végeztünk, mivel a fiatal felnőttek ezt a kérdőívet nem töltötték ki.
Megvitatás
Kutatásunk célja egy olyan kérdőív validálása volt, amely alkalmas a mentalizáció dimenzióinak azonosítására, hatékonyan vizsgálja a sikeres mentalizáció színvonalát, és megbízhatóan alkalmazható a serdülő és fiatal felnőtt korosztályban is. A kérdőív eredeti változata (Gori és mtsai, 2021) 33 tételes önkitöltős mérőeszköz, amely a mentalizáció négy meghatározó tengelyét vizsgálja. A sikeres mentalizációt jelző skálák a reflektivitás, az énerő és kapcsolati összehangolódás területét vizsgálják. A szegényes mentalizációt jelző skálák a kapcsolati diszkomfort, a bizalmatlanság és az érzelmi diszkontroll mértékéről adnak információt. Az összesített skála a mentalizáció sikerességét mutatja. A kérdőív eredeti változata olasz nyelven készült, tanulmányunk elkészítésekor még nem állt rendelkezésre más nyelvre adaptált változata. Jelen vizsgálatban feltártuk a kérdőív strukturális jellemzőit és pszichometriai mutatóit, ami kiváló reliabilitást mutatott. A feltáró faktorelemzés a felnőtt mintán hat faktort tárt fel, ez a struktúra megegyezik az eredeti kérdőív faktorstruktúrájával. A serdülők mintáján a kérdőív tételei öt faktorba sorolódtak, mivel a bizalmatlanság és a kapcsolati diszkomfort (4. faktor) faktorok nem különültek el egymástól. A megerősítő faktorelemzést az öt- és a hatfaktoros struktúrán is elvégeztük, ami megerősítette az eredeti hatfaktoros, bifaktoros szerkezetet, így a további elemzésekben mi is ezt a felosztást alkalmaztuk. A bifaktoros mutatók mélyebb elemzése azonban nem támasztja alá egyértelműen a kérdőív multidimenzionális jellegét, annak ellenére, ahogy a faktorelemzés jól elkülöníthető skálákba sorolja az egyes tételeket, ugyanakkor az általános faktorhoz képest a specifikus faktoroknak kevés a specifikus információtartalma, ami a skálák értelmezésekor óvatosságra inthet, és felmerül egy általános mentalizációs faktor értelmezési lehetősége. A nemzetközi összehasonlíthatóság érdekében és a kérdőív megalkotójával konzultálva az MMQ magyar változatában is az eredeti szerkezethez és elnevezéshez igazodva alakítottuk a végső skálaszerkezetet: reflektivitás (9 tétel), énerő (6 tétel), kapcsolati összehangolódás (5 tétel), kapcsolati diszkomfort (5 tétel), bizalmatlanság (4 tétel), érzelmi diszkontroll (4 tétel), a teljes skála 33 tételt tartalmaz. A skálák érvényességét további vizsgálatokkal támasztottuk alá. Igazodva az MMQ adaptációjában alkalmazott mérőeszközökhöz, kutatásunkat a Torontói Alexitímia Skála (TAS-20), a Barratt Impulzivitás Skála (BIS- R- 21), a Rosenberg Önértékelés Skála (RSES-H), az Általános énhatékonyság skála (GSE) és a Multidimenzionális észlelt társas támogatás kérdőív (MSPSS) bevonásával végeztük a mentalizáció dimenzióinak vizsgálatához.
Eredményeink igazolták azt a feltevésünket, hogy a sikeres mentalizáció pozitív irányú kapcsolatban áll az önértékeléssel és az énhatékonysággal, ami összecseng korábbi vizsgálatok eredményével (B. Erdős és mtsai, 2020; Gori és mtsai, 2021). A sikeres mentalizáció alskálái közül az énerő jelez erősebb összefüggést az énhatékonysággal és az önértékeléssel is, míg a negatív skálák az önértékelés alacsonyabb színvonalával mutatnak együttjárást. Eredményeink alapján serdülők és fiatal felnőttek körében is igazolódott, hogy minél magasabb az egyén önértékelése és énhatékonysága, annál magasabb a mentalizációs képessége is.
A kérdőív validálását tovább vizsgálva a szegényes mentalizációt mérő alskálák, valamint az impulzivitás és az alexitímia mértéke között pozitív irányú kapcsolatot feltételeztünk. Statisztikai elemzéseink a korábbi kutatási eredményeknek megfelelően igazolták feltételezéseinket (Gori és mtsai, 2021). Korrelációs elemzésünk szignifikáns, pozitív irányú kapcsolatot jelzett a kapcsolati diszkomfort, bizalmatlanság és érzelmi diszkontroll skálák esetében is. Az eredmények alapján feltételezhetjük, hogy azok a serdülők és fiatal felnőttek, akik kevésbé fejlett mentalizációs képességgel rendelkeznek, jobban jellemezhetők általános türelmetlenséggel és nyugtalansággal, miközben kognitív és viselkedéses impulzuskontrolljuk lazább. A szegényes mentalizáció ugyanakkor az érzelmek azonosításának és kifejezésének nehézségével, csökkent empátiás készségekkel jár együtt. A korrelációs vizsgálatokat korosztályi bontásban is elvégeztük. Elemzéseink alapján a negatív alskálák a serdülők és a fiatal felnőttek esetében is a teljes mintának megfelelően pozitív irányú összefüggést jeleznek az érzelmek azonosítása, kifejezése és a pragmatikus gondolkodás terén is. A pozitív skálák esetében serdülőknél a reflektivitás színvonala mutat pozitív irányú kapcsolatot az érzelmek azonosításával és a pragmatikus gondolkodással, míg a fiatal felnőttek mintáján az énerő mutat hasonló kapcsolatot. Az eredményeink alapján arra következtethetünk, hogy serdülőkorban az események, mentális állapotok megértésének fokozott igénye (reflektivitás), míg fiatal felnőttkorban már a mindennapi problémák hatékonyabb kezelése (énerő) jelzi az érzelemszabályozás sikerességét. A kognitív impulzivitás, azaz a gondolkodás szervezettségénék színvonalát serdülőkorban a mentalizáció sikeressége, míg fiatal felnőtteknél a mentalizáció kudarca jelezheti, a viselkedéses impulzivitással mindkét korosztályban a mentalizáció negatív skálái mutatnak kapcsolatot. Eredményeink azt jelzik, hogy a csökkent mentalizációs képesség minden életkorban együtt jár az érzelem- és viselkedésszabályozás alacsonyabb színvonalával, ami megfelel a korábbi vizsgálati eredményeknek (Gori és mtsai, 2021).
A kérdőív validálását alátámasztó harmadik terület az észlelt társas támogatás és a mentalizáció színvonalának kapcsolatát vizsgálta. Hipotézisünket arra alapoztuk, hogy a biztonságos kötődési környezet és a gondviselő jelölt és kontingens tükrözése alapozza meg a mentalizáció kialakulásához szükséges interperszonális és önszervező készségek megfelelő működését (Bateman és Fonagy, 2020; Fonagy és Bateman, 2009). Feltételeztük, hogy az észlelt társas támogatás mértéke pozitív irányú kapcsolatban áll a mentalizáció sikerességével, azaz a mentalizáció fejlődését negatív irányba befolyásolja a biztonságot jelentő társas környezet észlelt hiánya. Eredményeink igazolták feltételezésünket, és a korábbi kutatási eredményekkel összhangban azt tapasztaltuk, hogy vizsgálati mintánkon minél magasabb az észlelt társas támogatás szintje, annál magasabb a mentalizáció pontszáma is (Borelli és mtsai, 2019; Luyten és mtsai, 2020).
Vizsgálatunkban feltártuk a mentalizáció korosztályi és nemenkénti jellemzőit. Poznyak és munkatársai (2019) felhívták a figyelmet arra, hogy a serdülőkori mentalizáció egyéni különbségeit vizsgáló kutatások száma igen csekély, miközben fontos lenne megismerni a mentalizációban tapasztalható egyéni eltéréseket az életkor, a nem és a pszichés nehézségek mentén. A mentalizáció színvonala néhány tényező tekintetében a serdülők korosztályában alacsonyabb volt a fiatal felnőtt korosztályéhoz képest, ami igazolja a mentalizációs képesség fejlődési elméletét az agyi struktúrák jelentős mértékű újraszerveződése következtében (Choudhury és mtsai, 2006). A mentalizáció sikerességét jelző alskálák közül a reflektivitás és a kapcsolati összehangolódás esetén szignifikáns eltérést tapasztaltunk a fiatal felnőttek javára, míg a szegényes mentalizálást jelző skálák közül a bizalmatlanság esetén találtunk magasabb értéket a serdülők között, ami alátámasztja azt a feltételezést, hogy a mentalizáló kapacitás az életkor előrehaladtával fejlődik. Nemek tekintetében az énerő kivételével a pozitív és negatív skálákon is a lányok értek el magasabb pontszámot. A fenti két eredményt összegezve a korábbi kutatási eredményeknek megfelelően (Bouchard és mtsai, 2008; Fonagy és Luyten, 2012; Szél és Szabó, 2020) azt vártuk, hogy serdülőkorban a mentalizáció színvonala a fiúk/férfiak esetében lesz magasabb, míg fiatal felnőttkorban a lányok/nők érnek el magasabb pontszámot. A többszempontú varianciaanalízis alátámasztotta a feltételezéseinket. A szociokognitív képességeket vizsgáló kutatások eredményei a nemi különbségek esetén ellentmondásosak, a nem és életkor kereszthatásának vizsgálata feloldhatja ezt az ellentmondást. Az érzelmi állapotok mentalizációt csökkentő hatásának a serdülő lányok fokozottabban vannak kitéve, mint a fiúk, ami fiatal felnőtt korban már nem érvényesül, és helyette megjelenik a lányok előnye a mentalizálásban.
Limitációk
A vizsgálat limitációi alapján az eredmények értékelésekor figyelembe kell venni, hogy bár a minta nagysága statisztikai szempontból elfogadható volt, azonban a minta nem reprezentatív a hozzáférés-alapú mintavétel következtében. Statisztikai vizsgálataink során a megerősítő faktorelemzést a teljes 2. mintán végeztük el, ezért nem derült ki, hogy ha esetleg a serdülő és fiatal felnőtt mintában más struktúra lett volna a leginkább optimális. A keresztmetszeti vizsgálati elrendezés nem ad lehetőséget a mentalizáció fejlődésében bekövetkező változások pontos nyomon követésére, fontos lenne a vizsgálat longitudinális szélesítése. Eredményeink további korlátját jelenti, hogy a korosztályi átlagok összehasonlítása előtt nem végeztünk invarianciavizsgálatot, így a csoportkülönbségek értelmezése egyaránt utalhat a csoportok közötti különbségre vagy a skálák értelmezésében, azok használatában megjelenő életkori különbségre. Figyelembe véve azonban, hogy a mentalizációval kapcsolatos kérdőív kitöltése önmagában mentalizációt igénybe vevő feladat, a kérdőíves vizsgálat eredményeit kvalitatív módszerek bevonásával, fókuszcsoportos vagy egyéni interjús vizsgálattal együtt lehetne pontosítani, ami a kutatás további irányát is jelölheti. Kutatásunkban egészséges serdülőket vizsgáltunk, a validitás megerősítése miatt a vizsgálatot érdemes lenne mentális zavarral érintett fiatalok populációjára is kiterjeszteni. A kritériumvaliditási és megbízhatósági értékeket tekintve elmondhatjuk, hogy a Mentalizáció multidimenzionális kérdőíve megfelelően alkalmazható a mentalizáció színvonalát mérő vizsgálatokban serdülők és fiatal felnőttek körében.
A limitációk ellenére kutatásunk fontos előrelépést jelent a hazai mentalizációkutatásban. A mentalizáció a személyiségfejlődés egyik fontos építőköve, ezért van kiemelkedő jelentősége annak, hogy rendelkezzünk olyan mérőeszközzel, amely egyrészt alkalmas az egészséges populáció jellemzőinek vizsgálatára, másrészt összetettsége folytán rámutathat az esetleges mentalizációs gyengeségekre egy olyan érzékeny időszakban, amikor ez a készség még intenzív fejlődési szakaszban van. A serdülők körében jól használható kérdőív eredményeit alapul véve különböző szakemberek (például iskolapszichológusok) kidolgozhatnak olyan célzott fejlesztőprogramokat, amelyek a hiányzó vagy gyengébben működő mentalizációs készségeket javítják. Munkánk ebben a vonatkozásban a preventív programok megalapozását elősegítő tudományos munka egyik első lépésének tekinthető.
Irodalom
Allan, J. G., Fonagy, P., & Bateman, A. W. (2011). Fejlődés. In J. G. Allen, P. Fonagy, & A. W. Bateman (Eds.), Mentalizáció a klinikai gyakorlatban (pp. 71–106). Budapest: Oriold és Társai Kiadó.
Bagby, R. M., Parker, J. D., & Taylor, G. J. (1994a). The twenty-item Toronto Alexithymia Scale—I. Item selection and cross-validation of the factor structure. Journal of Psychosomatic Research, 38(1), 23–32. https://doi.org/10.1016/0022-3999(94)90005-1.
Bagby, R. M., Taylor, G. J., & Parker, J. D. (1994b). The twenty-item Toronto Alexithymia Scale—II. Convergent, discriminant, and concurrent validity. Journal of Psychosomatic Research, 38(1), 33–40. https://doi.org/10.1016/0022-3999(94)90006-X.
Bateman, A., & Fonagy, P. (2010). Mentalization based treatment for borderline personality disorder. World Psychiatry, 9(1), 11–15. https://doi.org/10.1002/j.2051-5545.2010.tb00255.x.
Bateman, A., & Fonagy, P. (2020). A mentalizáció alapú terápia kézikönyve. Budapest: Oriold és Társai.
Beaton, D. E., Bombardier, C., Guillemin, F., & Ferraz, M. B. (2000). Guidelines for the process of cross-cultural adaptation of self-report measures. Spine, 25(24), 3186–3191. https://doi.org/10.1097/00007632-200012150-00014.
Belvederi Murri, M., Ferrigno, G., Penati, S., Muzio, C., Piccinini, G., Innamorati, M., … Amore, M. (2017). Mentalization and depressive symptoms in a clinical sample of adolescents and young adults. Child and Adolescent Mental Health, 22, 69–76. https://doi.org/10.1111/camh.12195.
B. Erdős, M., Kárpáti, T., Rozgonyi, R., & Jávor, R. (2020). Az identitás alakulása mentalizáció-alapú terápia folyamán: Mentalizáció alapú terápia eredmény- és folyamatértékelése kettős diagnózisú pácienseknél az identitásstruktúra analízise segítségével. Pilot-vizsgálat. Alkalmazott Pszichológia, 20(2), 7–35. https://doi.org/10.17627/ALKPSZICH.2020.2.7.
Bernáth, Á., & Kovács, J. (2013). A mentalizációs igény és a machiavelliánus nézetekkel való egyetértés. Magyar Pszichológiai Szemle, 68(4), 671–686. https://doi.org/10.1556/MPSzle.68.2013.4.4.
Blakemore, S.-J. (2011). Social-cognitive development during adolescence. In. Skuze, D., Burce, H., Dowdney, L., & Mrazek, D. (Eds.), Child psychology and psychiatry: Frameworks for practice (pp. 62–66). John Wiley & Sons, Ltd. https://doi.org/10.1002/9781119993971.ch11.
Blakemore, S.-J., & Mills, K. L. (2014). Is adolescence a sensitive period for sociocultural processing? Annual Review of Psychology, 65(1), 187–207. https://doi.org/10.1146/annurev-psych-010213-115202.
Bo, S., & Kongerslev, M. (2017). Self-reported patterns of impairments in mentalization, attachment, and psychopathology among clinically referred adolescents with and without borderline personality pathology. Borderline Personality Disorder and Emotion Dysregulation, 4(1), 1–10. https://doi.org/10.1186/s40479-017-0055-7.
Borelli, J. L., Cohen, C., Pettit, C., Normandin, L., Target, M., Fonagy, P., & Ensink, K. (2019). Maternal and child sexual abuse history: An intergenerational exploration of children’s adjustment and maternal trauma-reflective functioning. Frontiers in Psychology, 10, 1062. https://doi.org/10.3389/fpsyg.2019.01062.
Bouchard, M.-A., Target, M., Lecours, S., Fonagy, P., Tremblay, L.-M., Schachter, A., & Stein, H. (2008). Mentalization in adult attachment narratives: Reflective functioning, mental states, and affect elaboration compared. Psychoanalytic Psychology, 25(1), 47–66. https://doi.org/10.1037/0736-9735.25.1.47.
Burnett, S., Bird, G., Moll, J., Frith, C., & Blakemore, S. J. (2009). Development during adolescence of the neural processing of social emotion. Journal of Cognitive Neuroscience, 21(9), 1736–1750. https://doi.org/10.1162/jocn.2009.21121.
Choudhury, S., Blakemore, S.-J., & Charman, T. (2006). Social cognitive development during adolescence. Social Cognitive and Affective Neuroscience, 1(3), 165–174. https://doi.org/10.1093/scan/nsl024.
Cserjési, R., Luminet, O., & Lénárd, L. (2007). A Torontói Alexitímia Skála (TAS-20) magyar változata: megbízhatósága és faktorvaliditása egyetemista mintán. Magyar Pszichológiai Szemle, 62(3), 355–368. https://doi.org/10.1556/MPSzle.62.2007.3.4.
Dueber, D. M. (2017). Bifactor indices calculator: A microsoft excel-based tool to calculate various indices relevant to bifactor CFA models. https://dx.doi.org/10.13023/edp.tool.01.
Ensink, K., & Mayes, L. C. (2010). The development of mentalisation in children from a theory of mind perspective. Psychoanalytic Inquiry, 30(4), 301–337. https://doi.org/10.1080/07351690903206504.
Fabrigar, L. R., Wegener, D. T., MacCallum, R. C., & Strahan, E. J. (1999). Evaluating the use of exploratory factor analysis in psychological research. Psychological Methods, 4(3), 272–299. https://doi.org/10.1037/1082-989X.4.3.272.
Fekete, K., Török, E., Kelemen, O., Makkos, Z., Csigó, K., & Kéri, S. (2019). A mentalizáció dimenziói pszichotikus zavarokban. Neuropsichopharmacologia Hungarica, 21(1), 5–11.
Flavell, J. H., & Miller, P. H. (1998). Social cognition. In W. Damon, D. Kuhn, & R. S. Siegler (Eds.), Handbook of child psychology (5th ed., pp. 851–898). New York: Wiley.
Fonagy, P., & Allison, E. (2013). What is mentalization? The concept and its foundations in developmental research. In N. Midgley, & I. Vrouva (Eds.), Minding the child: Mentalization-based interventions with children, young people and their families (pp. 11–34). Routledge.
Fonagy, P., & Bateman, A. W. (2009). Mentalization-based treatment of borderline personality disorder. World Psychiatry, 9(1),11–15. https://doi.org/10.1002/j.2051-5545.2010.tb00255.x.
Fonagy, P., Gergely, G., Jurist, E. L., & Target, M. (2018). Affect regulation, mentalization, and the development of the self. Routledge.
Fonagy, P., & Ghinai, R. (2008). A self-report measure of mentalizing: Development and preliminary test of the reliability and validity of the Reflective Function Questionnaire (RFQ). London: University College. Unpublished manuscript.
Fonagy, P., & Luyten, P. (2009). A developmental, mentalization-based approach to the understanding the treatment of borderline personality disorder. Development and Psyhcopathology, 21, 1355–1381. https://doi.org/10.1017/S0954579409990198.
Fonagy, P., & Luyten, P. (2012). The multidimensional construct of mentalization and its relevance to understanding borderline personality disorder. In A. Fotopoulou, D. Pfaff, & M. A. Conway (Eds.), From the couch to the lab: Trends in psychodynamic neuroscience (pp. 405–426). Oxford University Press. https://doi.org/10.1093/med/9780199600526.003.0023.
Fonagy, P., Luyten, P., Bateman, A. W., Gergely, G., Strathearn, L., Target, M., & Allison, E. (2012). Kötődés és személyiségpatológia. In J. F. Clarkin, P. Fonagy, & G. O. Gabbard (szerk.), A személyiségzavarok pszichodinamikus pszichoterápiája (pp. 39–92). Budapest: Oriold és Társai.
Fonagy, P., Luyten, P., Moulton-Perkins, A., Lee, Y.-W., Warren, F., Howard, S., … Lowyck, B. (2016). Development and validation of a self-report measure of mentalizing: The reflective functioning questionnaire. PloS One, 11(7), e0158678. https://doi.org/10.1371/journal.pone.0158678.
Fonagy, P., & Target, M. (1998). A kötődés és a reflektív funkció szerepe a szelf fejlődésében. Thalassa, 9(1), 5–43.
Frith, C. D., & Frith, U. (2006). The neural basis of mentalizing. Neuron, 50(4), 531–534. https://doi.org/10.1016/j.neuron.2006.05.001.
Gergely, G., & Watson, J. S. (1998). A szülői érzelmi tükrözés szociális biofeedback modellje: A csecsemő érzelmi öntudatra ébredése és az önkontroll kialakulása. Thalassa, 9(1), 56–105.
Ghasemi, A., & Zahediasl, S. (2012). Normality tests for statistical analysis: A guide for non-statisticians. International Journal of Endocrinology and Metabolism, 10(2), 486–489. https://doi.org/10.5812/ijem.3505.
Gori, A., Arcioni, A., Topino, E., Craparo, G., & Lauro Grotto, R. (2021). Development of a new measure for assessing mentalizing: The multidimensional mentalizing questionnaire (MMQ). Journal of Personalized Medicine, 11(4), 305. https://doi.org/10.3390/jpm11040305.
Hausberg, M. C., Schulz, H., Piegler, T., Happach, C. G., Klöpper, M., Brütt, A. L., … Andreas, S. (2012). Is a self-rated instrument appropriate to assess mentalization in patients with mental disorders? Development and first validation of the Mentalization Questionnaire (MZQ). Psychotherapy Research, 22(6), 699–709. https://doi.org/10.1080/10503307.2012.709325.
Holmes, J. (2006). Mentalizing from a psychoanalytic perspective: What’s new. Handbook of mentalization-based treatment (pp. 31–49). John Wiley & Sons Inc.
Hu, L. T., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives.Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 6(1), 1–55. https://doi.org/10.1080/10705519909540118.
Jessurun, H. (2021). An introduction to mentalizing theory. In T. Russouw, M. Wiwe, & I. Vrouve (Eds.), Mentalization-Based treatment for adolescents. A practical guide (pp. 11–24). London – New York: Routlegde.
Kapitány-Fövény, M., Urbán, R., Varga, G., Potenza, M. N., Griffiths, M. D., Szekely, A., … Kökönyei, G. (2020). The 21-item Barratt impulsiveness scale revised (BIS-R-21): An alternative three-factor model. Journal of Behavioral Addictions, 9(2), 225–246. https://doi.org/10.1556/2006.2020.00030.
Koğar, H., & Koğar, E. Y. (2016). Comparison of different estimation methods for categorical and ordinal data in confirmatory factor analysis. Journal of Measurement and Evaluation in Education and Psychology, 6(2) Art. 2. https://doi.org/10.21031/epod.94857.
Kopp, M. S., Schwarzer, R., & Jerusalem, M. (1993). Hungarian questionnaire in psychometric scales for cross-cultural self-efficacy research. Berlin: Zentrale Universitats Druckerei der FU.
Li, C.-H. (2016). The performance of ML, DWLS, and ULS estimation with robust corrections in structural equation models with ordinal variables. Psychological Methods, 21(3), 369–387. https://doi.org/10.1037/met0000093.
Lieberman, M. D. (2007). Social cognitive neuroscience: A review of core processes. Annual Review of Psychology, 58, 259–289. https://doi.org/10.1146/annurev.psych.58.110405.085654.
Luyten, P., Campbell, C., Allison, E., & Fonagy, P. (2020). The mentalizing approach to psychopathology: State of the art and future directions. Annual Review of Clinical Psychology, 16, 297–325. https://doi.org/10.1146/annurev-clinpsy-071919-015355.
Nelson, E. E., Leibenluft, E., McClure, E. B., & Pine, D. S. (2005). The social re-orientation of adolescence: A neuroscience perspective on the process and its relation to psychopathology. Psychological Medicine, 35(2), 163–174. https://doi.org/10.1017/S0033291704003915.
Papp-Zipernovszky, O., Kékesi, M. Z., & Jámbori, S. (2017). A Multidimenzionális Észlelt Társas Támogatás Kérdőív magyar nyelvű validálása. Mentálhigiéné és Pszichoszomatika, 18(3), 230–262. https://doi.org/10.1556/0406.18.2017.011.
Patton, J. H., Stanford, M. S., & Barratt, E. S. (1995). Factor structure of the Barratt impulsiveness scale. Journal of Clinical Psychology, 51(6), 768–774. https://doi.org/10.1002/1097-4679(199511)51:6<768::aid-jclp2270510607>3.0.co;2-1.
Povinelli, D. J., & Eddy, T. J. (1995). The unduplicated self. In P. Rochat (Ed.), The self in infancy: Theory and research (pp. 161–192). Amsterdam: Elsevier.
Poznyak, E., Morosan, L., Perroud, N., Speranza, M., Badoud, D., & Debbané, M. (2019). Roles of age, gender and psychological difficulties in adolescent mentalizing. Journal of Adolescence, 74, 120–129. https://doi.org/10.1016/j.adolescence.2019.06.007.
Quek, J., Newman, L. K., Bennett, C., Gordon, M. S., Saeedi, N., & Melvin, G. A. (2017). Reflective function mediates the relationship between emotional maltreatment and borderline pathology in adolescents: A preliminary investigation. Child Abuse & Neglect, 72, 215–226. https://doi.org/10.1521/pedi_2018_32_336.
Reise, S. P., Bonifay, W. E., & Haviland, M. G. (2013). Scoring and modeling psychological measures in the presence of multidimensionality. Journal of Personality Assessment, 95, 129–140.
Rodriguez, A., Reise, S. P., & Haviland, M. G. (2016). Evaluating bifactor models: Calculating and interpreting statistical indices. Psychological Methods, 21(2), 137–150.
Rosenberg, M. (1965). Rosenberg self-esteem scale (RSE). Acceptance and Commitment Therapy. Measures Package, 61.
Sallay, V., Martos, T., Földvári, M., Szabó, T., & Ittzés, A. (2014). A Rosenberg Önértékelés Skála (RSES-H): Alternatív fordítás, strukturális invariancia és validitás. Mentálhigiéné és Pszichoszomatika, 15(3), 259–275. https://doi.org/10.1556/Mental.15.2014.3.7.
Samuels, P. (2017). Advice on exploratory factor analysis. Technical report. ResearchGate, 9/06/2017. https://doi.org/10.13140/RG.2.1.5013.9766.
Szél, E., & Szabó, É. (2020). A serdülőkori mentalizáció vizsgálata. Alkalmazott Pszichológia, 20(3), 55–76. https://doi.org/10.17627/ALKPSZICH.2020.3.55.
Taylor, G. J., Parker, J. D., Bagby, R. M., & Bourke, M. P. (1996). Relationships between alexithymia and psychological characteristics associated with eating disorders. Journal of Psychosomatic Research, 41(6), 561–568. https://doi.org/10.1016/s0022-3999(96)00224-3.
Vankó, T. (2013). Kötődés és korai maladaptív sémák vizsgálata egyes pszichés zavarokban. Doktori disszertáció.
Zimet, G. D., Powell, S. S., Farley, G. K., Werkman, S., & Berkoff, K. A. (1990). Psychometric characteristics of the multidimensional scale of perceived social support. Journal of Personality Assessment, 55(3–4), 610–617. https://doi.org/10.1080/00223891.1990.9674095.
MELLÉKLET A mentalizáció multidimenzionális kérdőíve
Kérjük, figyelmesen olvasd el az alábbi állításokat, és értékeld 1–5-ig aszerint, hogy mennyire igazak rád. Nincsenek helyes vagy rossz válaszok, ezért kérjük, hogy őszintén válaszd ki azt a választ, amely szerinted a legmegfelelőbb.
| egyáltalán nem igaz | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | teljes mértékben igaz |
| 1 | Gyakran próbálok magyarázatot találni arra, ami velem történik. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 2 | Heves, hirtelen, lobbanékony természetű vagyok. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 3 | Olykor vannak olyan hangulatingadozásaim, amiket nem tudok uralni. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 4 | Képes vagyok átérezni a környezetemben lévő emberek legmélyebb érzéseit. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 5 | Rá tudok hangolódni mások hangulatára és lelkiállapotára. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 6 | Fontos megérteni mások érzéseit ahhoz, hogy a tetteiket is megértsük. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 7 | Időnként úgy érzem, hogy nem tudom irányítani az érzelmeimet. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 8 | Képes vagyok átgondolni és belátni, hogy mit miért csináltam. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 9 | Másokkal való kapcsolatom megnehezíti azt, hogy önmagam lehessek. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 10 | Fontos nekem, hogy megértsem saját lelki folyamataimat. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 11 | Képes vagyok elviselni a mindennapi élet nehézségeit. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 12 | Az emberek nem értenek meg engem. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 13 | Jobb vigyázni az emberekkel. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 14 | Beleélem magam a másik helyzetébe, amikor valaki elmesél nekem valamit. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 15 | Félek megnyílni mások előtt. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 16 | Sokat töprengek a dolgokon, amelyek velem történnek. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 17 | Szerintem hasznos kielemezni a saját viselkedésem. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 18 | Gyakran gondolkodom azon, hogy miért történnek a dolgok. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 19 | Szerintem a dolgok feketék vagy fehérek. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 20 | Nem bízok meg másokban. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 21 | Érzékeny vagyok arra, ami másokkal történik. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 22 | Általában nehézség nélkül alkalmazkodom a különböző helyzetekhez. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 23 | Előfordul, hogy egyszerre élek meg egymással ellentétes érzelmeket. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 24 | Meg tudom oldani a mindennapi élet összetett problémáit is. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 25 | El tudom viselni az érzelmileg megterhelő stresszhelyzeteket. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 26 | Erős érzelmeimet is uralni tudom. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 27 | Magamra hagynak az emberek. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 28 | Könnyen rá tudok hangolódni arra, ahogy mások gondolkodnak. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 29 | Nagyon kell vigyázni azokkal az emberekkel, akiket nem ismerünk. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 30 | Képes vagyok megbirkózni a nehéz helyzetekkel. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 31 | Töprengő típus vagyok. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 32 | Szeretem megérteni, hogy mi mért történik velem. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 33 | Az összes problémámat csupán néhány ember okozza. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
Skálaképzés:
reflektivitás: MMQ1 + MMQ6 + MMQ8 + MMQ10 + MMQ16 + MMQ17 + MMQ18 + MMQ31 + MMQ32
énerő: MMQ11 + MMQ22 + MMQ24 + MMQ25 + MMQ26 + MMQ30
kapcsolati összehangolódás: MMQ4 + MMQ5 + MMQ14 + MMQ21 + MMQ28
kapcsolati diszkomfort: MMQ9 + MMQ12 + MMQ15 + MMQ27 + MMQ33
bizalmatlanság: MMQ13 + MMQ19 + MMQ20 + MMQ29
érzelmi diszkontroll: MMQ2 + MMQ3 + MMQ7 + MMQ23
Összesen:
MMQ összes:
MMQ1 + MMQ2* + MMQ3* + MMQ4 + MMQ5 + MMQ6 + MMQ7* + MMQ8 + MMQ9* + MMQ10 + MMQ11 + MMQ12* + MMQ13* + MMQ14 + MMQ15* + MMQ16 + MMQ17 + MMQ18 + MMQ19* + MMQ20* + MMQ21 + MMQ22 + MMQ23* + MMQ24 + MMQ25 + MMQ26 + MMQ27* + MMQ28 + MMQ29* + MMQ30 + MMQ31 + MMQ32 + MMQ33*
* a csillaggal jelölt tételek pontszámait csak az összesítés kiszámításakor fordított pontszámokkal kell használni: 1 = 5, 2 = 4, 3 = 3, 4 = 2, 5 = 1.
