Abstract
Háttér és célkitűzések: A test megbecsülése a pozitív testkép jelenségkörének jelentős komponense, amely hozzájárul a pszichológiai jólléthez, protektív tényező a testképzavar, illetve a média által propagált, a fizikai megjelenéssel kapcsolatos elvárásokkal szemben. Jelen kutatássorozat célja a Test Megbecsülése Skála átdolgozott verziójának validálása magyarul (BAS2; Body Appreciation Scale-2). A mérőeszköz testpozitív állításokkal, nemtől függetlenül méri a saját testhez való viszonyt. Módszer: Az első vizsgálatban, amelyben 465 nő (Méletkor = 21,9, SD = 2,5, 18–28 év) vett részt online, a test megbecsülését az önbecsüléssel, a testi válaszkészséggel, a vonzó megjelenés fontosságával, a testi attitűddel és a kozmetikai műtétek elfogadásával összefüggésben vizsgáltuk. Megerősítő faktorelemzést, korrelációs és MIMIC-elemzést futtattunk. A második vizsgálatban 102 egyetemista nő (Méletkor = 20,6, SD = 2,0, 18–28 év) vett részt személyesen. A Scrambled Sentence feladatot primingként használtuk a kérdőívcsomag előtt, amelyben a test megbecsülését a kozmetikai műtétek elfogadásával, a tárgyiasított testtudattal és az önbecsüléssel összefüggésben vizsgáltuk. Eredmények: Eredményeink szerint az egyfaktoros Test Megbecsülése Skála-2 (BAS2) magyarul is kiváló mérőeszköz a saját testhez való pozitív, elfogadó viszonyulás mérésére. A test megbecsülésének magasabb szintje magasabb önbecsüléssel és testi válaszkészséggel függ össze, míg a saját testtel kapcsolatos negatív érzések (elégedetlenség, tárgyiasítás) a média által reklámozott szépségideállal, illetve a kozmetikai műtétek elfogadásának alacsonyabb szintjével áll kapcsolatban. A primingként alkalmazott testtárgyiasító üzenetekkel való feladatvégzés negatív kapcsolatban áll a test megbecsülésének alakulásával egyetemista nők körében. Következtetések: A testhez való viszonyt érdemes pozitív megközelítésből tovább vizsgálni, és olyan tényezőket feltárni, amelyek elősegítik a testhez való pozitív viszonyulás mihamarabbi kiépülését és megszilárdulását, különösen a közösségi média világában felnövő fiatalok esetében.
Elméleti háttér
A test megbecsülése
A testkép egy komplex, multidimenzionális konstruktum (Cash, 2002; Rieves és Cash, 1996), amely tulajdonképpen a saját testtel kapcsolatos pszichológiai élményt jelenti (Ábrahám és mtsai, 2017). Ez a konstruktum rendelkezik érzelmi, viselkedéses és kognitív komponensekkel, illetve jelentős részét képezik a szelfpercepciós élmények is (Ábrahám és mtsai, 2017; Avalos, Tylka és Wood-Barcalow, 2005; Cash, 2002). A testkép tehát a saját testtel kapcsolatos vélekedést jelenti, amelynek fókuszában elsősorban a fizikai megjelenés áll (Rieves és Cash, 1996). A testkép jelenségének több évtizedes kutatása a negatív és a pozitív testkép egymástól elkülönülő és önmagában is komplex konstruktumainak vizsgálatait foglalja magába (Linardon, McClure, Tylka és Fuller-Tyszkiewicz, 2022; Tylka és Wood-Barcalow, 2015a).
A pozitív testkép a test tiszteletét jelenti (Tylka, 2019). Protektív tényező lehet a komolyabb zavarok (pl. evészavarok, testképzavar, hangulatzavar) kialakulásával szemben (Cash, 2002). A pozitív testkép egyik legfőbb komponense a test megbecsülése (Avalos és mtsai, 2005; Tylka, 2019), amely konstruktum a test pozitív értékelését és a működésével kapcsolatos hálát írja le (Avalos és mtsai, 2005), valamint a testi jellemzők elfogadását, a saját testtel kapcsolatos kedvező véleményt, illetve a test tiszteletét ragadja meg (Avalos és mtsai, 2005; Tylka és Wood-Barcalow, 2015a, 2000b). Fontos jellemzője továbbá, hogy nem csak és kizárólag a média által is propagált, a társadalmi elvárásokon alapuló szépségideált tartja követendő példának a vonzóság és a szépség megítélésében (Avalos és mtsai, 2005). A test megbecsülése nem csupán a külső megjelenés pozitív értékelését jelenti, hanem magában foglalja a test tiszteletét azért, amire képes, ahogyan funkcionál, és amiért egyedi tulajdonságai vannak (Tylka és Wood-Barcalow, 2015b). A test megbecsülése pozitívan kapcsolódik a pszichológiai jóllét számos mutatójához, mint például az optimizmus, az önbecsülés, a proaktív megküzdés, a pozitív affektusok, az élettel való elégedettség, a szubjektív boldogság és az érzelmi intelligencia (Tylka, 2019). Továbbá a test megbecsülése pozitívan kapcsolódik az intuitív étkezéshez, a rendszeres fizikai aktivitáshoz és a nők kiegyensúlyozott szexuális működéséhez is (Tylka és Wood-Barcalow, 2015a). Ezzel szemben a testtel kapcsolatos negatív attitűddel (pl. elégedetlenség, szégyenérzet, testfelügyelet, azaz a fizikai megjelenés folyamatos ellenőrzése, szorongás, a fizikai megjelenéssel kapcsolatos elvárások internalizálása), az evészavarokkal, a hangulatzavarokkal (pl. depresszió), a neuroticizmussal, sőt még a maladaptív perfekcionizmussal is fordítottan korrelál (Avalos és mtsai, 2005; Tylka és Wood-Barcalow, 2015b, 2015a).
A test megbecsülésének mérése
A test megbecsülésének mérésére Avalos és munkatársai (2005) kifejlesztették a Body Appreciation Scale (BAS) elnevezésű, 13 állítást tartalmazó, egyfaktoros skálát. Bár a skálát használó amerikai tanulmányok szerint egy kiválóan működő mérőeszközről volt szó, a nemzetközi tanulmányok más képet mutattak (Swami, 2018; Swami és Jaafar, 2012). Egyrészt a nők és a férfiak esetében eltérő faktorstruktúra rajzolódott ki. Másrészt a pozitív testkép kutatásának fejlődésével párhuzamosan több állítás is újrafogalmazást és az aktuális tudományos nézethez való illesztést igényelt (Tylka és Wood-Barcalow, 2015a). Az újítás célja tehát az volt, hogy kiküszöböljék a nem specifikus megfogalmazásokat és a testtel való elégedetlenségen alapuló nyelvezetet a pozitívtestkép-kutatások eredményei mentén (Tylka és Wood-Barcalow, 2015b).
Az eredeti skála átdolgozásának eredményeként született meg a 10 állítást tartalmazó Body Appreciation Scale-2 (BAS2; Tylka és Wood-Barcalow, 2015b). Az állításokat átfogalmazták, illetve a gyenge pszichometriai mutatóval rendelkező itemeket teljesen lecserélték. A konceptuális váltást az az új tudományos nézőpont hozta magával, mely szerint a pozitív testkép nem a negatív testkép hiányára utal, hanem két egymástól elkülönülő konstruktumról van szó, amelyek jelenléte nem zárja ki egymást, hiszen nem egymás ellenpontjaiként működnek (Tylka és Wood-Barcalow, 2015a). Tylka és Wood-Barcalow (2015b) kutatásai szerint a BAS2 kiválóan működik egyetemista mintán, nemtől függetlenül kirajzolódik az egyfaktoros modell, a 3 hetes teszt-reteszt reliabilitása megfelelő, sőt a test megbecsülésének valid mérőeszköze idősebb korosztályban (pl. 30 és 50 év közötti személyek esetében) is. A nemzetközi kutatások szintén azt mutatják, hogy egy megbízható skáláról van szó nemzetiségtől függetlenül: legyen szó Latin-Amerikáról (Góngora, Licea, Mebarak Chams és Thornborrow, 2020), dán, svéd vagy portugál mintáról (Lemoine és mtsai, 2018), malajziai vizsgálatról (Swami és mtsai, 2019) vagy egy 8 nemzetet összehasonlító tanulmányról (Aimé és mtsai, 2020).
A fizikai megjelenésre irányuló társadalmi nyomás
A társadalom egyértelműen meghatározott nemi standardokat hordoz a szépséggel kapcsolatban (Ching és Xu, 2019). A nőket jelentős szociokulturális nyomás éri a külső megjelenésükkel kapcsolatban (Boursier és mtsai, 2020; Swami, Chamorro-Premuzic, Bridges és Furnham, 2009). A társadalmilag ideálisnak beállított, a fejlett társadalmakat jellemző irreálisan vékony testalak elérése és fenntartása normatívnak tekinthető esetükben (Swami és mtsai, 2008). Amennyiben a nők magukévá teszik, internalizálják a kultúra megjelenésre vonatkozó elvárásait, ők is megtanulnak a saját testükre külső szemlélőként tekinteni (Fredrickson és Roberts, 1997; McKinley és Hyde, 1996), és elkezdik magukat az internalizált ideálhoz hasonlítgatni (McKinley, 1995; Yazdanparast és Spears, 2018). Azonban mivel ez az ideálisnak titulált megjelenés gyakorlatilag elérhetetlen, szégyent és szorongást élnek át a saját testükkel kapcsolatban (Fioravanti, Bocci Benucci, Ceragioli és Casale, 2022; Fredrickson és Roberts, 1997; McKinley és Hyde, 1996). Napjainkban a közösségi média felületein megosztott, a társadalmi elvárásoknak megfelelő értékek mentén szerkesztett fényképek, amelyeken a vonzó megjelenést reklámozzák, tökéletes összehasonlítási alapot adnak, és még jelentősebb szorongást kelthetnek az egyénben a saját alakjával kapcsolatban (Fioravanti és mtsai, 2022; Pedalino és Camerini, 2022).
A közösségi média felületeinek közvetítő szerepe megkerülhetetlen. A fiatal lányok attól a pillanattól kezdve ki vannak téve a fizikai megjelenéssel kapcsolatos elvárásoknak, amikor elkezdik használni valamely platformot (Pedalino és Camerini, 2022). Ez pedig akár már a serdülőkor előtt bekövetkezhet (Markey és Daniels, 2022). Ezáltal a fiatalok tulajdonképpen belenőnek a fizikai megjelenéssel kapcsolatos társadalmi elvárásokba (Boursier, Gioia és Griffiths, 2020; Markey és Daniels, 2022; Őry és mtsai, 2022). A közösségi médiát használó fiatalok amellett, hogy jelentős nyomást éreznek arra, hogy vonzónak tűnjenek az adott online platformon, magas fokú distresszt élnek át, és a testükkel kapcsolatban jelentős elégedetlenségről számolnak be (Pedalino és Camerini, 2022). A megjelenésre összpontosító közösségimédia-használat összefügg a szépség széles körű konceptualizációjának alacsonyabb szintjével, tehát csökkenti annak az esélyét, hogy az egyén a különböző külső megjelenések széles skáláját és bizonyos belső tulajdonságokat vonzóként definiáljon (Markey és Daniels, 2022). A fiataloknak a testalakkal, a fizikai megjelenéssel kapcsolatos gondolkodása beszűkül, és a társadalmi elvárások jelentős hatása alá kerül (Markey és Daniels, 2022; Pedalino és Camerini, 2022).
A fizikai megjelenéssel való állandó foglalatoskodás és az azzal kapcsolatos aggodalmak jelentős distresszt okozhatnak az egyén számára, negatívan befolyásolhatják az életminőséget, az interperszonális kapcsolatokat és a tanulmányi vagy szakmai funkcionálást egyaránt (Ábrahám és mtsai, 2017; Hughes és Gullone, 2011). A saját testtel kapcsolatos elégedetlenség, a negatív testkép evészavarok, önbecsülési problémák és testképzavar kialakulásához is hozzájárulhat, sőt a depresszív és szorongásos tünetek megjelenésének esélyét is növeli (Farshidfar, Dastjerdi és Shahabizadeh, 2013; Fioravanti és mtsai, 2022; Hughes és Gullone, 2011; Magee, 2010; Vaughan-Turnbull és Lewis, 2015). Továbbá a testtárgyiasítás, azaz a test esztétikai gyönyörködtetést szolgáló tárgyként való kezelése számos negatív hatása között megfigyelhető az is, hogy a nők elvesztik a kapcsolatot a testük belső jelzéseivel, nem képesek tudatosítani a testük igényeit és reagálni azokra (McKinley, 1995; McKinley és Hyde, 1996), azaz a testtárgyiasítás a testi válaszkészség jelentős csökkenését eredményezi (Daubenmier, 2005; Tihanyi, Ferentzi, Daubenmier, Drew és Köteles, 2017). A tárgyiasítás elmélete szerint (Calogero, 2012) a nők szexuális tárgyiasításának kulturális gyakorlata a nyugati társadalmakban mindenütt jelen van. A nők ezért általában gyakrabban válnak szexuálisan tárgyiasító bánásmód célpontjává, mint a férfiak. A szexuális tárgyiasítás a női szexuális testrészek és/vagy szexuális funkciók pars pro toto bemutatására utal. Ezzel lényegében megfosztva egy adott nőt az egyedi személyiségétől és szubjektivitásától, hogy pusztán testként létezzen (Calogero, 2012; McKinley, 1995, 2011). Ezzel szemben a testi válaszkészség egy olyan folyamatként határozható meg, amelynek segítségével képesek vagyunk a testi érzeteket tudatos szintre emelni, és nem elnyomni vagy impulzívan reagálni rájuk. Ezzel az integrációval elérhető, hogy a testérzetekből érkező információk segítségével irányítsuk a döntéshozatalunkat és viselkedésünket (Tihanyi és mtsai, 2017). Az olyan belső állapotok, mint a testi érzések és érzelmek csökkent tudatossága növeli az evészavarok, a depresszió és a szexuális diszfunkciók kialakulásának esélyét (Daubenmier, 2005).
A negatív testkép, a saját testtel és a vonzerővel kapcsolatos elégedetlenség, a fizikai megjelenéssel kapcsolatos negatív érzések (pl. szorongás, szégyenérzet) és a test belső jelzéseivel való kapcsolat elvesztése mind hozzájárulnak a kozmetikai műtétek iránti magasabb nyitottság és elfogadó attitűd kialakulásához (Henderson-King és Henderson-King, 2005; Nerini, Matera, Di Gesto, Policardo és Stefanile, 2019; Sarwer, 2019; Swami és mtsai, 2008, 2009; Yazdanparast és Spears, 2018). A szabadon választható szépészeti beavatkozásokat azért alkalmazzák a nők a testükön, hogy a vonzerejüket fokozzák testük egyes vonásainak megváltoztatása által (Henderson-King és Henderson-King, 2005), miközben az önbecsülésük és a testükkel való elégedettségük növekedését várják ezektől a műtétektől (Nerini és mtsai, 2019). A remélt hatás azonban sok esetben elmarad, hiszen a probléma valójában mélyebben húzódik, amelynek megoldásához pszichológussal való közös munkára lenne szükség (Farshidfar és mtsai, 2013). Ilyen esetekben az önbecsülés és a saját testhez való viszony még negatívabbá válik, ami depresszió kialakulásához is vezethet (Farshidfar és mtsai, 2013; Nerini és mtsai, 2019). Éppen ezért a negatív testkép fizikai és pszichológiai jóllétre gyakorolt lehetséges káros következményeinek feltérképezése mellett a pozitív testkép ellensúlyozó, potenciálisan protektív szerepét is fontos kutatni (Tylka, 2019).
A következőkben két vizsgálat kerül ismertetésre, amelyek elsődleges célja a Test Megbecsülése Skála átdolgozott verziójának (BAS2) elérhetővé tétele magyar nyelven mind a kutatók, mind a gyakorlatban dolgozó szakemberek számára. Az alábbiakban olvasható két vizsgálat egyaránt része egy szélesebb körű kutatássorozatnak, amely a nők saját testükhöz való viszonyát térképezi fel számos különböző aspektusból.
Első vizsgálat
A kutatás célja és hipotézisei
Jelen vizsgálat elsődleges célja a Test Megbecsülése Skála átdolgozott verziójának (BAS2; Body Appreciation Scale-2; Tylka és Wood-Barcalow, 2015a, 2015b) pszichometriai vizsgálata volt: a kérdőív magyar nyelvre történő adaptációja, valamint konstruktumvaliditásának és reliabilitásának tesztelése. Azt vártuk, hogy a Z generációs nőkből álló mintára is illeszkedni fog az egyfaktoros struktúra a Test Megbecsülése Skála átdolgozott verzióját illetően.
A fentiekben ismertetett összefüggésekre alapozva fogalmaztuk meg elvárásainkat. Az első hipotézisünkben (H1) azt vártuk, hogy a test megbecsülése negatív irányú kapcsolatban lesz a testtel kapcsolatos negatív élményeket mérő mérőeszközökkel, tehát a magas test megbecsülése pontszámok az alacsony testi attitűdök pontszámokkal (H1a) és a társadalmi elvárásokon alapuló szépségideál alacsonyabb szintű elfogadásával (H1b) járnak együtt. Második hipotézisünkben (H2) feltételeztük, hogy a test megbecsülése pozitív irányú kapcsolatban lesz a testtel és szelffel kapcsolatos pozitív élményekkel, azaz a magasabb testmegbecsülés magasabb fokú testi válaszkészséggel (H2a) és magasabb önbecsüléssel (H2b) függ össze. Harmadik hipotézisünkben (H3) azt vártuk, hogy a test magasabb megbecsülése a kozmetikai műtétek alacsonyabb szintű elfogadásával jár együtt.
Módszer
Minta. Az első vizsgálatban 632 fő vett részt. Mivel a korábbi tanulmányok szerint a transzgender nők (akik biológiailag férfiak női identitással) és a ciszgender nők (akik biológiai neme és nemi identitása is nő) között szignifikáns eltérés mérhető a mentális működésben (pl. Connolly és mtsai, 2022; Kidd és mtsai, 2023) és a testképpel (pl. Mofradidoost és Abolghasemi, 2020) kapcsolatban, ezért úgy döntöttünk, hogy annak a 31 kitöltőnek az adatait kizárjuk a további elemzésből, akik születési neme és a jelenlegi nemi identitása nem egyezik meg. Hasonló módszertani megfontolásokból kizártuk azt a 87 nőt, aki a heteroszexuálistól eltérő szexuális orientációról számolt be kutatásunkban. A korábbi kutatásokból ugyanis az derül ki, hogy a heteroszexuális és az attól eltérő nők között szignifikáns különbség mérhető a testkép (Bergeron és Senn, 1998), a testképpel való elégedettség (Herzog, Newman, Yeh és Warshaw, 1992) és a test megbecsülésének pszichológiai korrelátumai tekintetében (Soulliard és Vander Wal, 2022). A maradék 514 nő adatait az életkori eloszlás alapján szűrtük tovább (The Center for Generational Kinetics, 2024): a 468 fő Z generációs résztvevőt tartottuk meg az adatbázisból. Azért ezt a korosztályt választottuk célcsoportnak, mert őket nevezhetjük digitális bennszülötteknek, azaz ezen generáció tagjai beleszülettek az internet és a közösségi média világába, ebben nőttek fel (Szabados, 2009). Az idősebb korosztály tagjainak az elemzésekből való kizárására több okunk is volt: egyrészt az aránytalan eloszlás az egyes generációs csoportokra vonatkozóan (26 fő Y generációs, 18 fő X generációs, 2 fő baby boomer); másrészt a testhez való viszonyulás eltérő motívumai, amelyek mentén az egyes életkori szakaszokban különbözőképpen vélekednek a testképről az egyének (pl. Burke, Heiland és Nadler, 2010); harmadrészt a közösségimédia-platformok eltérő használati szokásai az egyes generációk tekintetében és ehhez kapcsolódóan ezen felületeken megosztott tartalmaknak az egyéni véleményre, illetve a testtel kapcsolatos attitűd alakulására gyakorolt hatása (Hayes, Van Stolk-Cooke és Muench, 2015). Az így megmaradt 468 fős mintából továbbá eltávolítottuk 3 személy adatait, akik a kitöltéskor várandósok voltak. Ezt a lépést azért tartottuk indokoltnak, mivel várandósság idején a női test számos jelentős változáson megy keresztül, mind megjelenésében, mind funkcionalitásában, amely változások nagymértékben befolyásolják a saját testről való gondolkodást (Fuller-Tyszkiewicz, Skouteris, Watson és Hill, 2012; Harrison, Obeid, Haslett, McLean és Clarkin, 2019; Hodgkinson, Smith és Wittkowski, 2014; Watson, Broadbent, Skouteris és Fuller-Tyszkiewicz, 2016). A kizárások által 465 főre csökkent az adatbázisunk.
A statisztikai elemzéseket 465 fő adataival végeztük, akik mind nőként születtek, és jelenleg is annak tartják magukat, heteroszexuálisok, a Z generáció tagjai, és a kitöltés időpontjában nem voltak várandósak. A minta átlagéletkora 21,9 év (SD = 2,5, minimum = 18 v, maximum = 28 év) volt. A vizsgálati személyek közül 171 fő (36,8%) egyedülálló volt, 182 fő (39,1%) elkötelezett párkapcsolatban élt, de nem élt együtt a párjával, 90 fő (19,4%) együtt élt partnerével, míg 22 fő (4,7%) élettársi vagy házastársi viszonyban élt. A kitöltés időpontjában a vizsgálati személyek közül 451 főnek (97%) nem volt gyermeke, 10 főnek (2,2%) 1 gyermeke, míg 4 főnek (0,9%) 2 gyermeke volt. A jövőben 397 fő (85,4%) szeretne gyermeket vállalni, míg 68 fő (14,6%) nem.
Eljárás. A Test Megbecsülése Skála-2 magyar nyelvű változatának elkészítése a standard fordítási és adaptálási folyamatnak megfelelően készült el (Brislin, 1980; Harkness, Villar és Edwards, 2010). A szerzők először egymástól függetlenül lefordították magyarra a mérőeszköz tételeit, majd a két verzió összefésülésével kapott magyar változatot egy, a kutatástól teljesen független hivatásos fordító fordította újra angolra. Végül a szerzők kidolgozták a végleges magyar változatát a kérdőívnek, amely folyamatban a visszafordítás során tapasztalható néhány kisebb nyelvi eltérést a kulturális közegbe ágyazottan igazították ki a közérthető állítások érdekében. A kérdőív végleges magyar verziója az 1. függelékben található meg.
Jelen vizsgálat keresztmetszeti elrendezésben, kényelmi mintavétellel történt. A mintába való bekerülésnek csupán annyi volt a feltétele, hogy a kitöltő legalább 18 éves legyen, és nőként definiálja önmagát. Az adatgyűjtés online zajlott. A vizsgálati személyeknek egy kérdőívcsomagot kellett kitölteniük, amelyet a Qualtrics nevű platformon készítettünk el. A kérdőívcsomag linkjét a közösségi média platformjain (pl. Facebook) osztottuk meg. A kérdőívcsomag a demográfiai kérdéseken kívül az alább részletezett 6 kérdőívet tartalmazta.
Eszközök. A Test Megbecsülése Skála-2 (BAS2; Body Appreciation Scale-2; Tylka és Wood-Barcalow, 2015a, 2015b) a saját testtel kapcsolatos pozitív attitűdöt méri. A skála a pozitív testképet a test elfogadásának, a saját testtel kapcsolatos kedvező véleménynek és a tiszteletének felmérésén keresztül ragadja meg. Ez az átdolgozott verzió 10 állítást (pl. „Tisztelem a testemet.”) tartalmaz, amelyek egy faktorba sorolhatók be. Nincsenek benne fordított állítások. A válaszadás 5-fokú skálán történik, a következők mentén: 1 = soha, 2 = ritkán, 3 = néha, 4 = gyakran, 5 = mindig. Az eredeti pszichometriai cikkben (Tylka és Wood-Barcalow, 2015b) a kérdőív belső reliabilitása 0,97-es Cronbach-alfa-értéket mutatott, a vizsgált változókkal való szoros összefüggések alapján a konstruktumvaliditása is kiváló volt, a 3 hetes teszt-reteszt reliabilitás szerint a BAS2 pontszámok egyik nem esetében sem változtak [nők: t(134) = −0,15, p = 0,880; férfiak: t(72) = −0,34, p = 0,736]. A skála egyfaktoros szerkezetét és a kiváló mérési invarianciáját pedig egy friss, multinacionális kutatás is megerősítette (Swami és mtsai, 2023). A mérőeszköz belső megbízhatósági mutatói a jelen vizsgálatra vonatkozóan az Eredmények részben olvashatók.
A Testi Attitűdök Tesztje (BAT; Body Attitude Test; Probst és mtsai, 1995, 1997; magyar adaptáció: Czeglédi és mtsai, 2010) a szubjektív testélményt és a saját test felé irányuló attitűdöt méri. Elsősorban evészavarban szenvedő nőknek fejlesztették ki, de mivel a kérdőív nem tartalmaz evészavar-specifikus állításokat, így normál populáción is jól alkalmazható. A kérdőív a testtel kapcsolatos elégedetlenséget, illetve distressz- és diszkomfortérzést méri, és 20 tételt tartalmaz, amelyek megválaszolásához egy 0-tól 5-ig terjedő skála használható (0 = soha és 5 = mindig). Az állítások három faktorba sorolhatók be: A testméret negatív értékelése („A csípőm túl szélesnek tűnik számomra.”), A saját test ismeretének hiányos volta („A testem szorongást jelent számomra.”) és a Testtel való általános elégedetlenség („Ha megnézem magam a tükörben, elégedetlen vagyok a testemmel.”) faktorok. Az adataink alapján a kérdőív megbízhatósága jónak mutatkozott (McDonald ɷ = 0,738 – 0,888). A háromfaktoros szerkezet ellenére jelen vizsgálatban a kérdőív összesített pontszámával dolgoztunk a három faktor közötti erős pozitív korrelációs kapcsolatok miatt. A BAT magyar változatának adaptálását és validálását bemutató cikk (Czeglédi és mtsai, 2010) is 0,77–0,92-es faktorok közötti korrelációs együtthatókról számol be, illetve a saját mintánkon szintén erős (0,66–0,71) összefüggéseket igazoltunk a három faktor között. Az összesített pontszám használatát továbbá igazolja, hogy az összpontszám és a három eredeti faktor között 0,83–0,91-es korrelációs együtthatókról beszélhetünk, illetve a skála egyben történő kezelése kiváló megbízhatósági mutatóval rendelkezik (McDonald ɷ = 0,931).
A Vonzóságról Alkotott Hiedelmek Skála átdolgozott változata (BAA-R; Beliefs About Attractiveness Scale-Revised; Petrie és mtsai, 1996; magyar adaptáció: Szabó és mtsai, 2011) a női vonzósággal és szépséggel kapcsolatos értékek elfogadását méri a nyugati társadalmakban. Feltérképezi, hogy a nők mennyire elkötelezettek a fizikai megjelenéssel kapcsolatos szociális értékek mellett. A kérdőív 19 tételből áll. Az állításokkal való egyetértés mértéke egy 7-fokú Likert-skálán fejezhető ki (1 = egyáltalán nem értek egyet vele; 7 = teljes mértékben egyetértek vele). Az itemek két faktorba sorolhatók be. Az egyik faktor a Fizikai fittség és sportosság fontossága („A jó kondíció és a jó alak közvetlenül összefügg a vonzósággal.”), a másik faktor pedig a Vonzóság és soványság fontossága („Minél vékonyabb egy nő, annál vonzóbb.”) nevet kapta. Az adataink alapján a kérdőív megbízhatósága jónak mutatkozott (McDonald ɷ = 0,831 – 0,834). A kétfaktoros szerkezettel dolgoztunk jelen vizsgálatban is.
A Testi Válaszkészség Kérdőív (BRQ; Body Responsiveness Questionnaire; Daubenmier, 2005; magyar adaptáció: Tihanyi és mtsai, 2017) a testtudat összehangolásának képességét térképezi fel. A kérdőív hét tételt tartalmaz. Az állítások két faktorba oszthatók be: Testi tudatosság fontossága („Élvezem, amikor tudatába kerülök annak, hogyan érez a testem.”) és Észlelt test-tudat szétkapcsoltság („Az elmém és a testem gyakran két különböző dolgot akar tenni.”). Továbbá a skálára számolható egy összpontszám is, amely esetében az Észlelt test-tudat szétkapcsoltság faktor itemei fordítottan kerülnek pontozásra. Jelen vizsgálatban az összesített pontszámmal dolgoztunk. A kitöltők egy 7-fokú Likert-skála (1 = egyáltalán nem igaz rám és 7 = teljes mértékben igaz rám) segítségével fejezhetik ki egyetértésük mértékét az adott állítással. Az adataink alapján a kérdőív megbízhatósága jónak mutatkozott (McDonald ɷ = 0,715 – 0,827).
A Rosenberg Önértékelés Skála (RSES; Rosenberg Self-esteem Scale; Rosenberg, 1965; magyar adaptáció: Sallay és mtsai, 2014) 10 tétellel ragadja meg a globális önbecsülést. Öt egyenes („Mindent fontolóra véve, elégedett vagyok magammal.”) és öt fordított („Néha úgy érzem, semmiben sem vagyok jó.”) tételt tartalmaz. A válaszadás 4-fokú Likert-skála segítségével történik (1 = egyáltalán nem értek egyet; 4 = teljesen egyetértek). Az adataink alapján a kérdőív megbízhatósága kiválónak mutatkozott (McDonald ɷ = 0,907), tehát a kérdőív egyfaktoros elrendezését megfelelően tudtuk alkalmazni a statisztikai elemzések során.
A Kozmetikai Műtét Elfogadása Kérdőív (ACSS; Acceptance of Cosmetic Surgery Scale; (Henderson-King és Henderson-King, 2005; magyar adaptáció: Meskó és Láng, 2021) a szépészeti beavatkozásokkal kapcsolatos attitűd mérésére szolgál. Számos különböző nyelvű adaptációja ismert. A magyar kérdőív az eredetinek megfelelően 15 állítást tartalmaz. A vizsgálati személyek 7-fokú Likert-skálán adott válaszaikkal tudják kifejezni egyetértésük mértékét (1 = egyáltalán nem értek egyet; 7 = teljes mértékben egyetértek). A kérdőív három dimenzióban méri a szépészeti beavatkozásokkal kapcsolatos attitűdöt, amely három faktorral dolgoztunk jelen vizsgálatban is. Az Intraperszonális alskála öt tétele irányul a kozmetikai műtétek személyes előnyeire („A kozmetikai műtét jó dolog, mert segít, hogy az emberek jobban érezzék magukat.”), a Szociális alskála öt tétellel méri a kozmetikai beavatkozások hátterében álló társas motivációkat („Komolyan fontolóra venném a kozmetikai műtéti beavatkozást, ha a partnerem vonzóbbnak találna így.”), míg a Megfontolás alskála öt tétellel annak a valószínűségét méri, hogy a vizsgálati személy kozmetikai beavatkozás alkalmazását fontolgatja („Elképzelhető, hogy a jövőben valamiféle kozmetikai sebészeti beavatkozást végeztessek.”). Az adataink alapján a kérdőív megbízhatósága jónak mutatkozott (McDonald ɷ = 0,815 – 0,905).
Alkalmazott statisztikai eljárás. Az adatbázisban nem voltak hiányzó adatok. Az egyes kérdőívek skáláin elért pontszámok eloszlásának vizsgálatára normalitásvizsgálatot futtattunk. Mivel a pontszámok eloszlása egy esetben sem volt normálisnak tekinthető (minden Shapiro–Wilk W-érték > 0,888, minden p-érték < 0,001), ordinális adatokként dolgoztunk a skálákkal a további elemzések során. Az egyes változókhoz tartozó leíró adatokat és a pontos Shapiro–Wilk W-értékeket az 1. táblázatban tüntettük fel.
Az első vizsgálatban használt változók leíró adatai és a Shapiro–Wilk-normalitásvizsgálat részletes eredményei (N = 465)
| BAS2 | BAT Összpont | BAA Fittség, sportosság | BAA Vonzóság, soványság | BRQ Összpont | RSES | ACSS Intrap. | ACSS Szociál. | ACSS Megfont. | |
| Átlag | 34,9 | 48,3 | 38,7 | 22,2 | 34,1 | 28,7 | 17,3 | 15,0 | 11,5 |
| Medián | 36 | 45 | 39 | 21 | 34 | 29 | 17 | 13 | 10 |
| Szórás | 8,4 | 18,0 | 10,1 | 9,4 | 7,6 | 6,3 | 7,3 | 8,9 | 5,9 |
| Pontszámok terjedelme | 13–50 | 18–105 | 9–63 | 10–65 | 13–49 | 10–40 | 5–35 | 5–35 | 5–35 |
| Shapiro–Wilk W | 0,981 | 0,944 | 0,991 | 0,935 | 0,989 | 0,983 | 0,979 | 0,904 | 0,888 |
| Shapiro–Wilk p | <0,001 | <0,001 | <0,001 | <0,001 | <0,001 | <0,001 | <0,001 | <0,001 | <0,001 |
Megjegyzés: BAS2 = Test Megbecsülése Skála, BAT = Testi Attitűdök Tesztje, BAA = Vonzóságról Alkotott Hiedelmek Skála, BRQ = Testi Válaszkészség Kérdőív, RSES = Rosenberg-féle Önértékelés Skála, ACSS Intrap. = Kozmetikai Műtét Elfogadása Skála Intraperszonális faktor, ACSS Szoc. = Kozmetikai Műtét Elfogadása Skála Szociális faktor, ACSS Megfont. = Kozmetikai Műtét Elfogadása Skála Megfontolás faktor.
A kérdőívek belső megbízhatóságának megállapításához McDonald-féle ɷ értéket (McDonald ɷ) használtuk. A McDonald ɷ a Cronbach-féle α-hoz képest a reliabilitás pontosabb mérését teszi lehetővé, amennyiben a tau-ekvivalens modell előfeltétele nem teljesül, vagyis az adatok nem normális eloszlásúak (Dunn, Baguley és Brunsden, 2014).
A Megerősítő faktorelemzést végeztünk a JASP program CFA (Confirmatory Factor Analysis) moduljával, ahol a DWLS (diagonally weighted least squares) becslési módszert használtuk. A modell illeszkedését a következő mutatók mentén ítéltük meg: CFI (Comparative Fit Index) és TLI (Tucker–Lewis Index) értékek mint relatív illeszkedési mutatók, illetve Khí-négyzet próba, RMSEA (Root mean square error of approxiamtion) és SRMR (Square root mean square residual) mint abszolút illeszkedési mutatók. A megfelelő modellilleszkedés határértékei a legalább 0,95-ös CFI és TLI értékek, a 3 alatti Khí-négyzet-próba-érték (Hu és Bentler, 1998), illetve a legfeljebb 0,08-as RMSEA és SRMR értékek voltak (Browne és Cudeck, 1992).
A skálák közötti együttjárások feltérképezésére Spearman-rangkorrelációt alkalmaztunk, amely eredményekből azokat tekintettük értelmezhetőnek, amelyek legalább 0,2-es korrelációs együtthatóval bírtak (Ferguson, 2009). A validáló változóknak a test megbecsülésére gyakorolt előrejelző hatásának vizsgálatára MIMIC (multiple indicator multiple cause) elemzést futtattunk a Spearman-korrelációs elemzések eredményei mentén. Az eljárás előnye, hogy látens változóként kezeli a validálás alatt álló skálát. A normál eloszlás sérülése miatt ez esetben is a DWLS becslési módszert alkalmaztuk. A modell illeszkedését a Megerősítő Faktorelemzés esetén is figyelembe vett illeszkedési mutatók mentén ítéltük meg (CFI, TLI, Khí-négyzet próba, RMSEA és SRMR). A megfelelő modellilleszkedés határértékei a legalább 0,90-es CFI és TLI értékek, a nem szignifikáns (p > 0,05) és 3 alatti Khí-négyzet-próba-érték, illetve a legfeljebb 0,05-ös RMSEA és legfeljebb 0,08-as SRMR értékek voltak (Schumacker és Lomax, 2016).
Az adatok statisztikai elemzését a Jamovi 2.3.21 programcsomaggal, illetve a JASP 0.17.2.0 verziószámú programmal végeztük.
Etikai vonatkozások. Jelen vizsgálatot az Egyesített Pszichológiai Kutatásetikai Bizottság hagyta jóvá (engedélyszám: EPKEB 2023-52). A kutatásokat a vizsgálatvezetők a Helsinki Nyilatkozat (World Medical Association, 2001) etikai alapelveivel összhangban tervezték meg és hajtották végre. Ennek megfelelően a kérdőívcsomagot csak azok a 18. életévüket betöltött személyek tölthették ki, akik előzetes tájékoztatást követően beleegyezésüket adták a részvételhez. A válaszadás önkéntesen és anonim módon zajlott, a kitöltés bármely pontján megszakítható volt.
Eredmények
Az eredeti angol verzióban meghatározott, egyfaktoros modellt vizsgáltuk a saját adatainkra vonatkozóan. A tesztelt modell kiválóan illeszkedett az adatainkra (χ2[df = 35] = 19,217, p = 0,986; χ2 / df = 0,55; CFI = 1,000; TLI = 1,000; RMSEA = 0,000, 90%CI = [0,000–0,004]; SRMR = 0,030). A faktortöltést és az egyes állítások 95%-os megbízhatósági intervallumait a 2. függelék tartalmazza. A 10 állítás mindegyike szükséges részét képezi a jelen kérdőívnek. A kérdőív nem tartalmaz fordított állítást. Az összpontszám az egyes állításokra adott válaszok pontszámainak összege. Az adataink alapján a kérdőív megbízhatósága kiválónak mutatkozott (McDonald ɷ = 0,945).
A Spearman-korrelációs elemzések szerint (lásd 2. táblázat) minden hipotézisünk teljesült, hiszen a Test Megbecsülése Skála az elvárásainknak megfelelő irányú, szignifikáns összefüggéseket mutatott a vizsgált változókkal. Első hipotézisünk (H1) teljesült, hiszen egyrészt (H1a) a test megbecsülése és a testi attitűdök pontszámai között fordított irányú, erős kapcsolat állt fent (rs = –0,76, p < 0,001), másrészt (H1b) szintén negatív, de gyenge kapcsolat mutatkozott meg a test megbecsülése és a társadalmi szépségideálok fontossága között (Fittség, sportosság: rs = –0,20, p < 0,001 és Vonzóság, soványság: rs = –0,23, p < 0,001). Minél jobban elismeri testét egy nő, annál pozitívabb az általános attitűdje a saját teste irányába, miközben kevésbé hangsúlyos számára a társadalmi ideálok követése. Második hipotézisünk (H2) is teljesült, hiszen a test megbecsülése pontszámok erős pozitív kapcsolatban álltak mind a testi válaszkészséggel (H2a; rs = 0,66, p < 0,001), mind az önértékeléssel (H2b; rs = 0,73, p < 0,001). A pozitívabb testértékeléssel rendelkező nő fokozottan figyel a teste belső jelzéseire, magas testtudatossággal és pozitív önértékeléssel rendelkezik. A harmadik hipotézisünk (H3) is teljesült, hiszen a Test Megbecsülése Skála és a Kozmetikai Műtét Elfogadása Skála mindhárom faktora között negatív, gyenge együttjárás volt megfigyelhető (Intraperszonális: rs = –0,11, p = 0,017; Szociális: rs = –0,29, p < 0,001; Megfontolás: rs = –0,19, p < 0,001). A saját test alacsonyabb szintű megbecsülése hozzájárulhat a kozmetikai műtétek iránti elfogadóbb attitűdhöz.
Az első vizsgálatban alkalmazott változók közötti Spearman-korrelációs együtthatók értékei és az együttjárások szignifikanciaszintje (N = 465)
| 1. BAS2 | 2. BAT Összpont | 3. BAA Fittség, sportosság | 4. BAA Vonzóság, soványság | 5. BRQ Összpont | 6. RSES | 7. ACSS Intrap. | 8. ACSS Szoc. | 9. ACSS Megfont. | |
| 2. | –0,76*** | ||||||||
| 3. | –0,20*** | 0,24*** | |||||||
| 4. | –0,23*** | 0,22*** | 0,69*** | ||||||
| 5. | 0,66*** | –0,58*** | –0,16*** | –0,24*** | |||||
| 6. | 0,73*** | –0,59*** | –0,11* | –0,15** | 0,54*** | ||||
| 7. | –0,11* | 0,14** | 0,17*** | 0,10* | –0,07 | –0,03 | |||
| 8. | –0,29*** | 0,29*** | 0,141** | 0,172*** | –0,27*** | –0,21*** | 0,67*** | ||
| 9. | –0,19*** | 0,19*** | 0,27*** | 0,28*** | –0,15** | –0,11* | 0,68*** | 0,65*** |
Megjegyzés: * = p < 0,05; ** = p < 0,01; *** = p < 0,001. BAS2 = Test Megbecsülése Skála, BAT = Testi Attitűdök Tesztje, BAA = Vonzóságról Alkotott Hiedelmek Skála, BRQ = Testi Válaszkészség Kérdőív, RSES = Rosenberg-féle Önértékelés Skála, ACSS Intrap. = Kozmetikai Műtét Elfogadása Skála Intraperszonális faktor, ACSS Szoc. = Kozmetikai Műtét Elfogadása Skála Szociális faktor, ACSS Megfont. = Kozmetikai Műtét Elfogadása Skála Megfontolás faktor.
A MIMIC modell az illeszkedési mutatók alapján kiválóan illeszkedett az adatokra (χ2[df = 80] = 72,904, p = 0,700; χ2 / df = 0,911; CFI = 1,000; TLI = 1,000; RMSEA = 0,000, 90%CI = [0,000–0,021]; SRMR = 0,039). A modellben a függő változót a Test Megbecsülése Skála állításai alkották, míg a prediktor változók a következők voltak: testi attitűdök, testi válaszkészség, önbecsülés, illetve a fizikai megjelenéssel kapcsolatos társadalmi elvárások szubjektív fontossága a vonzóságra és a soványságra nézve. A modell a kimeneti változó varianciájának 78,6%-át magyarázta. A test megbecsülése pontszámok alakulásában a vizsgált modellből három változó játszott szignifikáns szerepet. A Testi Attitűdök Teszten elért összesített pontszám negatívan hatott a test megbecsülése szintjére (β = –0,439, p < 0,001). Ezzel szemben a testi válaszkészség (β = 0,211, p = 0,001) és az önbecsülés (β = 0,392, p < 0,001) is szignifikáns pozitív előrejelző erővel bírt a test megbecsülésre vonatkozóan. A fizikai megjelenéssel kapcsolatos társadalmi elvárások szubjektív fontossága nem bírt szignifikáns befolyásoló erővel a test megbecsülése alakulásának folyamatában (Fittség, sportosság: β = 0,010, p = 0,902; Vonzóság, soványság: β = –0,027, p = 0,741). A tesztelt modell szerint a saját testtel kapcsolatos negatív attitűd csökkenti, míg a testi válaszkészség képessége és a pozitív önértékelés növeli a pozitív testmegbecsülés kialakulásának lehetőségét.
Megvitatás
Jelen vizsgálatban a 18 év feletti Z generációs nők körében, online kérdőíves adatgyűjtéssel vizsgáltuk a Test Megbecsülése Skála átdolgozott verziójának (BAS2) működését, és egyben elvégeztük a mérőeszköz magyar nyelvű validálását is.
A megerősítő faktorelemzés, illetve a reliabilitásvizsgálat szerint a Body Appreciation Scale-2, azaz magyarul a Test Megbecsülése Skála-2 (BAS2) megbízható mérőeszköz, amely egy dimenzióban tudja kezelni a saját testhez fűződő pozitív viszonyulást. Az egyfaktoros modell validitásának és megbízhatóságának mutatói igazolták, hogy a számos más nyelven is elérhető és jól mérő kérdőív (Swami és mtsai, 2023) magyar nyelven is kiválóan képes megragadni a test megbecsülésének jelenségét. Azért volt fontos, hogy magyar nyelven is elérhetővé tegyük ezt a kérdőívet, mert a saját testtel kapcsolatos vélekedést mérő skálák többnyire negatív megközelítésből indulnak ki, míg a jelen kérdőív pozitív hangnemben megfogalmazott állításokból épül fel.
A validálás során szintén azt tapasztaltuk, hogy a BAS2 skála valid mérőeszköz, hiszen a korábbi kutatási eredményekkel egybehangzó összefüggések rajzolódtak ki az általunk vizsgált változók között. Az önbecsülés és a test megbecsülése között magas pozitív irányú együttjárást találtunk, sőt az eredmények azt is igazolták, hogy az önbecsülés szintje bejósolja a saját testtel kapcsolatos attitűd alakulását is. Azok a nők, akik magas fokú testi válaszkészséggel rendelkeznek, azaz jobban odafigyelnek a testük jelzéseire, tudatosabban fordulnak a szomatikus élményeik felé, a testükhöz általánosságban pozitívabban viszonyulnak, mint azok a társaik, akikre nem jellemző a testi jelzésekkel kapcsolatos fokozott figyelem. A saját testtel kapcsolatos negatív attitűd csökkenti a test megbecsülését. Azok a nők, akik általánosságban véve elégedetlenebbek a saját testükkel, negatívan értékelik a testméreteiket, és hiányosak az ismereteik a testükkel kapcsolatban, sokkal kevésbé képesek pozitívan tekinteni a testükre, mint azok a társaik, akik elégedettebbek a testükkel és annak méreteivel, továbbá ismerik a testük működését.
A média által propagált tartalmak nem voltak olyan erős hatással a test megbecsülésére, mint ahogyan azt vártuk. Bár a korrelációs összefüggések alapján azt láthattuk, hogy a társadalmi elvárások magasabb elfogadása a test alacsonyabb megbecsülésével járt együtt, az elfogadó attitűdnek nem mutatkozott előrejelző hatása a test megbecsülésére vonatkozóan a MIMIC modellben. Úgy tűnik tehát, hogy a test megbecsülése elsősorban a szelffel és a saját testtel kapcsolatos szubjektív élményektől függ, míg a média által propagált társadalmi elvárások a fittséggel és vonzósággal kapcsolatosan kevésbé játszanak szerepet a saját testről való gondolkodásban. Ugyanakkor több korábbi kutatás is rámutatott (pl. Andrew és mtsai, 2015; Halliwell, 2013), hogy a magasabb szintű test megbecsülésnek protektív ereje van a média által propagált, az irreálisan vékony testalakot reklámozó tartalmakkal szemben.
Az első vizsgálat limitációi között egyrészt meg kell említeni a testmagasságra és testsúlyra vonatkozó demográfiai kérdések hiányát, hiszen így nem tudtunk a BMI-adatok mentén szűrni a vizsgálati személyek között. Másrészt a közösségimédia-használati szokásokat felmérő kérdésekkel lehetett volna még bővíteni a kérdéssort, amely szintén kiváló kontroll változó lehetett volna a statisztikai elemzések során. Továbbá szem előtt kell tartani, hogy a DWLS becslési módszer esetében előfordulhat, hogy az felülbecsüli a modell illeszkedését. A jövőben érdemes lenne a test megbecsülésének jelenségét az idősebb generációk körében is megvizsgálni és a középkorú nőket hatékonyabban megszólítani az adatgyűjtés során.
Második vizsgálat
A kutatás célja és hipotézisei
A jelen vizsgálat elsődleges célja az volt, hogy teszteljük a Test Megbecsülése Skála átdolgozott verziójának működését kizárólag egyetemista nőkből álló mintán, személyes adatfelvétellel, egy kísérleti elrendezéssel kiegészített keresztmetszeti kérdőíves kutatásban. A vizsgálatban azt vártuk, hogy a Test Megbecsülése Skála validását erősítené, amennyiben a priming feladat esetében is az első vizsgálattal egybehangzóan alakulnak a BAS2 pontszámok. Az első két hipotézisünket az első vizsgálatunk eredményeire alapoztuk. Első hipotézisünkben (H1) feltételeztük, hogy a test megbecsülése erős pozitív együttjárást mutat az önbecsüléssel. Második hipotézisünkben (H2) azt vártuk, hogy a test magasabb megbecsülése szignifikáns negatív együttjárást mutat a kozmetikai műtétek elfogadásával. Harmadik hipotézisünkben (H3) feltételeztük, hogy a pozitív testértékelés szignifikáns negatív összefüggést mutat a testtárgyiasítással. Negyedik hipotézisünk (H4) a priming helyzetben létrehozott három csoport közötti különbségekkel foglalkozott. Mivel Calogero és munkatársai (2014) vizsgálatában a testtárgyiasító üzenetek hatására megnövekedtek a testtárgyiasítás pontszámok, feltételeztük, hogy a testtárgyiasító tartalmú mondatokkal való feladatvégzés alacsonyabb testmegbecsülési pontszámokat fog eredményezni a másik kettő csoport (testfelhatalmazó és semleges) pontszámaihoz képest. A testfelhatalmazó, azaz a test működésének megbecsülésére irányuló üzenetekkel dolgozó csoport esetében vártuk a legmagasabb testmegbecsülés-pontszámokat, míg a fizikai megjelenés szempontjából semleges tartalmú mondatokkal dolgozó csoport pontszámait az előző két csoport pontszámai közé vártuk.
Módszer
Minta. A vizsgálatban 105 egyetemista nő vett részt. A mintából kizártunk három résztvevőt, akik bár nőnek születtek, jelenleg nem bináris személyként határozták meg nemi identitásukat. Ezt a kizárást az első vizsgálatban megemlített okokkal megegyező céllal végeztük el. Az elemzéseket 102 fővel végeztük. A vizsgálati személyek átlagéletkora 20,6 év (SD = 2,0; minimum = 18 év, maximum = 28 év) volt. Mindannyian a Pécsi Tudományegyetem hallgatói voltak. A saját testükkel kapcsolatos elégedettségük átlagos mértéke 7,1 (SD = 1,4) volt, amelyet egy 1-től 10-ig terjedő skálán kellett megjelölniük.
Eljárás. Az adatfelvétel személyesen történt a Pécsi Tudományegyetem Pszichológia Intézetében, amelyhez a résztvevőket az egyetem közösségimédia-felületein keresztül toboroztuk. Azonosításra alkalmas adatokat a kapcsolatfelvétel és az időpont-egyeztetés miatt kértünk, de maga az adatgyűjtés már anonim módon zajlott, hiszen a résztvevőket kódokkal láttuk el, amelyeket nem lehet visszavezetni a nevekhez. Kísérleti elrendezésben dolgoztunk egy előfeszítéses szituációt kialakítva. A résztvevőknek először egy nyelvi kreativitás tesztként bemutatott Scrambled Sentence feladatot kellett elvégezniük (Calogero és mtsai, 2014). Ebben a feladatban 15 mondatot kellett összeállítaniuk öt szóból úgy, hogy a végső mondatok csak négy szóból álljanak, tartalmukat tekintve értelmesek és nyelvtanilag is helyesek legyenek. Ezt a feladatot priming helyzet megteremtésére használtuk, amely során a résztvevőket véletlenszerűen három csoportba osztottuk. A három csoportot a mondatok tartalmából fakadó, három különböző kondíció jelentette. A mondatok vagy testtárgyiasító, azaz a vonzó fizikai megjelenés fontosságát sulykoló üzeneteket („egy nő legyen szexi + asztal”) vagy testfelhatalmazó, azaz a testet a mindennapi működéséért és erejéért elismerő, a fejlődési és változási képességéért megbecsülő üzeneteket („testmozgással kiegyensúlyozott életet élhetsz + rózsa”) vagy a fizikai megjelenés szempontjából semleges („az őszinteség alapvető dolog + kör”) üzeneteket közvetítettek. Mindhárom kísérleti csoportba 34 fő került. A csoportba sorolás véletlenszerűségét úgy valósítottuk meg, miközben ügyeltünk arra is, hogy az egyes csoportokba egyenlő számú vizsgálati személy kerüljön, hogy az éppen soron következő mondatcsomagot adtuk az ajtón aktuálisan belépő vizsgálati személynek.
Ezután a papír-ceruza teszt után következett az online kitöltendő kérdőívcsomag. Az adatfelvétel két külön szakaszát a kódokkal kötöttük össze. Az adatfelvétel összességében átlagosan 30 percet vett igénybe.
Eszközök. Az online kitöltendő kérdőívcsomag a demográfiai kérdéseken kívül a Kozmetikai Műtét Elfogadása Skálát (McDonald ɷ = 0,876 – 0,943), a Test Megbecsülése Skála-2-t (McDonald ɷ = 0,913), a Rosenberg Önértékelés Skálát (McDonald ɷ = 0,910) és a Tárgyiasított Testtudat Skálát (McDonald ɷ = 0,810 – 0,901) tartalmazta. Mivel az első három mérőeszköz már korábban ismertetésre került, alább csak az utolsó kérdőív leírása olvasható.
A Tárgyiasított Testtudat Skála (OBCS; Objectified Body Consciousness Scale; McKinley és Hyde, 1996; magyar adaptáció: Őry és Meskó, 2023) 24 tételével méri a nők testükkel kapcsolatos azon élményeit, amelyek a testük tárgyként való megközelítéséből származnak. A mérőeszköz magyar verziója jelenleg megjelenés alatt áll. Az itemek három faktorba sorolhatók be, amelyek a következők: a Test felügyelet, azaz a test megjelenésének folyamatos ellenőrzése („A nap folyamán sokat gondolok arra, hogy nézek ki.”); a Testszégyen, azaz testre vonatkozó kulturális standard és a saját test megjelenése közötti eltérésekből fakadó szégyenérzet („Szégyellem magam, ha nem törekszem arra, hogy a lehető legjobban nézzek ki.”); és a Kontroll hiedelmek faktor, amely a megjelenés kontrollálhatóságába vetett hitet méri fel („Ha elég keményen dolgozom, olyan testsúlyt érhetek el, amilyent szeretnék.”). Mindegyik faktorba nyolc item tartozik. A válaszadás 6-fokú Likert-skálán (1 = egyáltalán nem értek egyet; 6 = teljes mértékben egyetértek) történik.
Alkalmazott statisztikai eljárás. Az egyes kérdőívek skáláin elért pontszámok eloszlásának vizsgálatára normalitásvizsgálatot futtattunk. Mivel a pontszámok eloszlása egy esetben sem volt normálisnak tekinthető (minden Shapiro–Wilk W-érték > 0,913, minden p-érték < 0,031), ordinális adatokként dolgoztunk a skálákkal a további elemzések során. Az egyes változókhoz tartozó leíró adatokat és a pontos Shapiro–Wilk W-értékeket a 3. táblázatban tüntettük fel.
A második vizsgálatban használt változók leíró adatai és a Shapiro–Wilk-normalitásvizsgálat részletes eredményei (N = 102)
| BAS2 | ACSS Intrap. | ACSS Szociál. | ACSS Megfont. | RSES | OBCS Felügyelet | OBCS Szégyen | OBCS Kontroll | |
| Átlag | 35,9 | 23,0 | 13,0 | 19,4 | 28,7 | 32,4 | 22,8 | 35,7 |
| Medián | 37 | 24 | 12 | 18 | 29 | 34 | 20,5 | 36 |
| Szórás | 8,4 | 7,5 | 6,9 | 10,0 | 6,9 | 7,2 | 10,1 | 6,7 |
| Pontszámok terjedelme | 5–50 | 5–35 | 5–33 | 5–35 | 12–40 | 16–47 | 8–48 | 11–48 |
| Shapiro–Wilk W | 0,971 | 0,968 | 0,913 | 0,924 | 0,972 | 0,969 | 0,943 | 0,970 |
| Shapiro–Wilk p | 0,024 | 0,013 | <0,001 | <0,001 | 0,031 | 0,018 | <0,001 | <0,021 |
Megjegyzés: BAS2 = Test Megbecsülése Skála, ACSS Intrap. = Kozmetikai Műtét Elfogadása Skála Intraperszonális faktor, ACSS Szoc. = Kozmetikai Műtét Elfogadása Skála Szociális faktor, ACSS Megfont. = Kozmetikai Műtét Elfogadása Skála Megfontolás faktor, RSES = Rosenberg-féle Önértékelés Skála, OBCS Felügyelet = Tárgyiasított Testtudat Skála Test felügyelet faktor, OBCS Szégyen = Tárgyiasított Testtudat Skála Testszégyen faktor, OBCS Kontroll = Tárgyiasított Testtudat Skála Kontroll hiedelmek faktor.
A skálák közötti együttjárások feltérképezésére Spearman-korrelációt alkalmaztunk, amely eredményekből azokat tekintettük értelmezhetően erősnek, amelyek legalább 0,2-es korrelációs együtthatóval bírtak (Ferguson, 2009). A csoportok összehasonlításához Kruskal–Wallis-próbát (nem parametikus One-way ANOVA) alkalmaztunk. Az eredmények hatásméretének megállapítására az ε2 hatásméret-mutatót használtuk, amely 0,01–0,06 között gyenge, 0,06–0,14 tartományban mérsékelt és 0,14-es érték felett erős különbségre utal (Ferguson, 2009). Az egyes csoportok összevetéséhez a Dwass–Steel–Critchlow–Fligner post-hoc elemzést futtattuk.
Az adatok statisztikai elemzését a Jamovi 2.3.21 programcsomaggal végeztük.
Etikai vonatkozások. Jelen vizsgálatot az Egyesített Pszichológiai Kutatásetikai Bizottság hagyta jóvá (engedélyszám: EPKEB 2022-121). A kutatásokat a vizsgálatvezetők a Helsinki Nyilatkozat (World Medical Association, 2001) etikai alapelveivel összhangban tervezték meg és hajtották végre. Ennek megfelelően a kérdőívcsomagot csak azok a 18. életévüket betöltött személyek tölthették ki, akik előzetes tájékoztatást követően beleegyezésüket adták a részvételhez. A feladatvégzés és a válaszadás egyaránt önkéntesen és anonim módon zajlott, illetve a kitöltés bármely pontján következmények nélkül megszakítható volt.
Eredmények
A Test Megbecsülése Skála átdolgozott verziója működésének tesztelésére Spearman-korrelációs elemzést végeztünk. A test megbecsülése ebben az esetben is erős, pozitív irányú összefüggésben állt az önbecsüléssel (rs = 0,74, p < 0,001), tehát első hipotézisünk teljesült (H1). Az egyetemista nők körében továbbá szorosabb volt az összefüggés a kozmetikai műtétek iránti attitűd és a test megbecsülése között, mint amelyet az első vizsgálatban a nem feltétlenül csak egyetemista nőkből álló mintán találtunk. Második hipotézisünk is teljesült (H2), hiszen ezen összefüggések közepes erősségűek voltak, és az irányuk változatlanul negatív volt (Intraperszonális: rs = –0,32, p < 0,001; Szociális: rs = –0,45, p < 0,001; Megfontolás: rs = –0,40, p < 0,001). Továbbá a magasabb fokú testtárgyiasítás a test alacsonyabb megbecsülésével járt együtt (H3). A fizikai megjelenés gyakoribb ellenőrzése (rs = –0,30, p < 0,001) és a magasabb szégyenérzet a fizikai megjelenéssel kapcsolatban (rs = –0,57, p < 0,001) szintén a test alacsonyabb megbecsülésével járt együtt, míg a külső megjelenés kontrollálhatóságába vetett hit nem állt szignifikáns kapcsolatban a test megbecsülésének mértékével (rs = 0,18, p = 0,074).
A negyedik hipotézisünk tesztelése során a priming helyzet három kondíciója mentén létrehozott három csoport összehasonlítása során azt tapasztaltuk, hogy a csoportok között szignifikáns különbség jött létre a testmegbecsülés-pontszámokban a különböző üzenetekkel való feladatvégzés hatására [χ2(2) = 32,16, p < 0,001, ε2 = 0,318; lásd 1. ábra]. A hatásméret-mutató szerint ez egy jelentős mértékű különbség. A post-hoc elemzések szerint a testtárgyiasító mondatokkal dolgozó csoport (M = 29,3, SD = 7,1) tért el szignifikánsan a másik két csoporttól (testfelhatalmazó csoport esetén: W = 7,29, p < 0,001; semleges csoport esetén: W = 6,33, p < 0,001). A testfelhatalmazó mondatokkal (M = 40,1, SD = 6,7) és a semleges üzenetekkel (M = 38,2, SD = 7,1) dolgozó csoportok között nem volt szignifikáns különbség (W = –1,76, p = 0,429). A priming helyzetben a testtárgyiasító üzeneteket hordozó mondatokkal való feladatvégzés jelentős mértékben csökkentette a testmegbecsülés-pontszámokat a másik két csoport pontszámaihoz viszonyítva.
A priming helyzet 3 kondíciója mentén létrehozott 3 csoport (lásd x tengely) közötti különbség a Test Megbecsülése Skálán elért pontszámokban (lásd y tengely; N = 102).
Megjegyzés: A = testtárgyiasító csoport (N = 34), B = testfelhatalmazó csoport (N = 34), C = semleges csoport (N = 34)
Citation: Magyar Pszichológiai Szemle 80, 1; 10.1556/0016.2024.00076
Megvitatás
Jelen vizsgálatban kizárólag egyetemista nőket vizsgáltunk. Az adatfelvétel személyesen történt, amely során egy priming helyzetet hoztunk létre a Scrambled Sentences feladat segítségével. A fizikai megjelenés és a test kiegyensúlyozott működésének fontosságát más-más szempontokból megragadó mondatokkal véletlenszerűen három csoportra osztottuk a vizsgálati személyeket. A Test Megbecsülése Skála valid működésének tesztelésén kívül célunk volt, hogy a három kísérleti csoport testmegbecsülés-pontszámaiban mutatkozó különbségeket feltérképezzük.
A második vizsgálat megerősítette az első vizsgálat eredményeit, és egyben mindegyik hipotézisünk igazolást nyert. A Test Megbecsülése Skála-2 megbízható mérőeszköznek bizonyult ebben az esetben is. A test megbecsülése és az önbecsülés közötti erős, pozitív kapcsolat itt is bebizonyosodott. Eredményeink rámutattak, hogy azok az egyetemista nők, akik negatívabban látják a saját testüket, kevésbé képesek azt tisztelni, elfogadóbb attitűdöt mutatnak a szépészeti beavatkozások iránt. Emellett a testtárgyiasítás magasabb foka a test megbecsülésének alacsonyabb szintjével állt összefüggésben. Tehát a saját test esztétikai gyönyörködtetést szolgáló tárgyként való kezelése együtt jár a saját test alacsonyabb szintű elfogadásával és tiszteletével.
A csoportos összehasonlítások során azt láthattuk, hogy a priming inger befolyásoló hatással rendelkezett a testmegbecsülés-pontszámokra. Elvárásainknak megfelelően alakultak a pontszámok a három csoportban, ugyanis a testtárgyiasító csoportban lettek a legalacsonyabbak, a testfelhatalmazóban a legmagasabbak, míg a semleges mondatokkal dolgozó csoport a másik kettő csoport között helyezkedett el a pontszámok tekintetében. Azonban úgy tűnik, hogy csak a testtárgyiasító üzeneteknek volt érdemben hatása a testmegbecsülés alakulására. A testtárgyiasító üzeneteknek ezen negatív hatása jól reflektál a nőket érő szociokulturális nyomásra a fizikai megjelenésüket illetően, amelyet a média propagál a különböző felületein keresztül (Swami, 2009). Ráadásul ez a korosztály az élete jelentős részét ezeken a felületeken tölti, így elkerülhetetlenül találkozik ilyen tartalmakkal (Boursier és mtsai, 2020; Hayes és mtsai, 2015; Pedalino és Camerini, 2022). A közösségi média platformjain megjelenő, a testi vonzóságot reklámozó képekkel való találkozás hatását Fioravanti és munkatársai (2022) vizsgálták. Eredményeik szerint az ideális testalakot és a vékonyságot propagáló képek megnézése után a vizsgálati személyek saját testükkel való elégedetlenségének mértéke megnövekedett (Fioravanti és mtsai, 2022).
Ez a vizsgálat több módon is fejleszthető. Egyrészt a közösségi média befolyásoló szerepének valósághűbb leképezése érdekében komplex priming ingert kellene alkalmazni, amely a szövegen kívül vizuális és akusztikus ingert is tartalmaz. Másrészt fontos lenne, hogy ne csak a priming helyzet után töltsenek ki kérdőíveket a vizsgálati személyek, hanem az adatfelvételnek képezze részét egy előzetes kérdőívkitöltés egy korábbi időpontban. Ezáltal vizsgálni lehetne, hogy az alapvető jellemzőkhöz képest mennyire volt befolyásoló hatása az adatfelvétel során alkalmazott priming ingernek.
Konklúzió
A testtel kapcsolatos komplex élményvilágnak jelentős részét képezi a saját vonzóság megítélése (Swami és mtsai, 2009). A szépség, a vonzó fizikai megjelenés iránti vágy kultúrától és történelmi kortól függetlenül megjelenik és kifejti hatását (Meskó, 2012). Minden kultúrában jelen van valamilyen társadalmilag ideálisnak beállított alak, amely testalaknak az elérése tűnik sok esetben az egyetlen útnak a vonzó külső megjelenés tekintetében (McKinley, 1995, 2006). Ráadásul, ahogyan azt a fentiekben már részletesen tárgyaltuk, a közösségi média kiváló platformot jelent ezen ideálok propagálására (Fioravanti és mtsai, 2022; Pedalino és Camerini, 2022). A saját test és az ideális testalak között észlelt diszkrepancia negatív érzéseket, szorongást, szégyent ébreszt az egyénben (Boursier és mtsai, 2020; Swami és mtsai, 2008, 2009). A szelffel és a saját testtel kapcsolatos negatív érzések és élmények komoly következményekkel járhatnak, ugyanis depresszió, hangulat- és étkezési zavarok, testképzavar vagy éppen szexuális problémák kialakulásához vezethetnek, sőt akár öngyilkos gondolatok megjelenéséhez is hozzájárulhatnak (Boursier és mtsai, 2020; Di Gesto, Nerini, Policardo és Matera, 2022; Herzog és mtsai, 1992; Noll és Fredrickson, 1998; Probst és mtsai, 1995; Rieves és Cash, 1996). Továbbá a saját testtel való elégedetlenség növeli a kozmetikai műtétek iránti nyitottságot (Di Gesto és mtsai, 2022; Henderson-King és Henderson-King, 2005; Nerini és mtsai, 2019), amely művi beavatkozások azonban nem jelentenek feltétlenül megoldást a problémára, és nem csökkentik az elégedetlenséget (Farshidfar és mtsai, 2013; Sarwer, 2019; Vaughan-Turnbull és Lewis, 2015).
Az előbbiek miatt elégedhetetlenül fontos a test pozitív megközelítése, az egyéni testalak elfogadása, a test értékelése és tisztelete, illetve a képesség arra, hogy ne csak a média által is propagált, társadalmilag vonzónak titulált testalakot tekintse az egyén attraktívnak, szépnek (Tylka, 2019; Tylka és Wood-Barcalow, 2015a, 2015b). A saját test pozitív szemszögből való megközelítése protektív faktorként működik a média által megjelenített, a vékonyságideált reklámozó tartalmak befolyásoló hatásával szemben (Andrew és mtsai, 2015). Minél jobban megbecsüli a testét az egyén, annál inkább védett az irreális testalakot propagáló tartalmakkal szemben (Halliwell, 2013).
Összességében elmondható, hogy a Test Megbecsülése Skála átdolgozott változata (BAS2) magyar nyelven is kiválóan működő mérőeszköz, ráadásul a frissen megjelent nemzetközi validálása alapján kultúrközi kutatások végzésére szintén alkalmas (Swami és mtsai, 2023). A test pozitív megközelítését, az önelfogadást és a saját test tiszteletét hangsúlyozó állításokat tartalmazó Test Megbecsülése Skála kiválóan használható olyan kutatásban, amely a testképet pozitív aspektusból közelíti meg és kívánja vizsgálni. Ráadásul a már magyar nyelven is elérhető, a fizikai megjelenéssel kapcsolatos attitűdöt vizsgáló, de negatív tartalmú állításokat tartalmazó mérőeszközökkel jelentős együttjárást mutat a jelen validált kérdőív, így a negatív hangnem akár teljesen el is hagyható későbbi kutatásokban. Továbbá előnye még, hogy egy rövid, gyorsan kitölthető kérdőívről van szó, ami a vizsgálati személyek szemében is szimpatikus kérdéssorrá teheti a Test Megbecsülése Skála új, átdolgozott változatát, mindamellett, hogy a gyakorlati munkában prevenciós céllal, illetve patológiás működés esetén a klinikai munkában is kiválóan alkalmazható eszköz.
Limitációk és kitekintés
Mindkét vizsgálat esetén limitációként szükséges megemlíteni az alkalmazott mintaválasztást, amely alapján az eredmények nem általánosíthatók széles körben. Emellett a keresztmetszeti kutatási elrendezés miatt ok-okozati összefüggéseket nem lehet meghatározni, inkább együttjárásokról és asszociációkról, illetve potenciális befolyásoló hatásokról beszélhetünk. Továbbá mindkét kutatásból hiányzik a BMI-adatok számolására alkalmas testmagasságra és testsúlyra vonatkozó adatok begyűjtése a demográfiai kérdések részeként. Ráadásul a BMI-adatok kontroll változóként is kiválóan működtek volna a valós testalak objektív mérőeszközeként. A bemutatott két vizsgálat eredményeinek összevetése során szem előtt kell tartani az online és a személyes adatfelvételi helyzetből fakadó eltéréseket is. A személyes adatfelvétel során a szociális kívánatosság jelensége jelentősebben befolyásolhatta az eredményeket, mert úgy érezhették a vizsgálati személyek, hogy megfigyelik őket a tesztkitöltés során. Végezetül hiányosságként kell tekinteni a teszt-reteszt megbízhatósági vizsgálat elmaradására.
Jelen vizsgálatsorozat folytatásaként a test megbecsülésének konstruktumát szeretnénk a kozmetikai műtétekkel kapcsolatos nyitottság vizsgálatában tovább alkalmazni, illetve szeretnénk összekapcsolni a női párválasztási stratégiák felmérésével is.
Irodalom
Ábrahám, I., Jambrik, M., John, B., Németh, A. R., Franczia, N., & Csenki, L. (2017). A testképtöl a testképzavarig. Orvosi Hetilap, 158(19), 723–730. https://doi.org/10.1556/650.2017.30752.
Aimé, A., Fuller-Tyszkiewicz, M., Dion, J., Markey, C. H., Strodl, E., McCabe, M., … Maïano, C. (2020). Assessing positive body image, body satisfaction, weight bias, and appearance comparison in emerging adults: A cross-validation study across eight countries. Body Image, 35, 320–332. https://doi.org/10.1016/j.bodyim.2020.09.014.
Andrew, R., Tiggemann, M., & Clark, L. (2015). The protective role of body appreciation against media-induced body dissatisfaction. Body Image, 15, 98–104. https://doi.org/10.1016/J.BODYIM.2015.07.005.
Avalos, L., Tylka, T. L., & Wood-Barcalow, N. (2005). The body appreciation scale: Development and psychometric evaluation. Body Image, 2(3), 285–297. https://doi.org/10.1016/J.BODYIM.2005.06.002.
Bergeron, S. M., & Senn, C. Y. (1998). Body image and sociocultural norms: A comparison of heterosexual and lesbian women. Psychology of Women Qnarterly, 22, 385–401. https://doi.org/10.1111/j.1471-6402.1998.tb00164.
Boursier, V., Gioia, F., & Griffiths, M. D. (2020). Selfie-engagement on social media: Pathological narcissism, positive expectation, and body objectification – which is more influential? Addictive Behaviors Reports, 11, 100263. https://doi.org/10.1016/j.abrep.2020.100263.
Brislin, R. W. (1980). Translation and content analysis of oral and written materials. In Handbook of cross-cultural psychology (pp. 389–444).
Browne, M. W., & Cudeck, R. (1992). Alternative ways of assessing model Fit. Sociological Methods & Research, 21(2), 230–258. https://doi.org/10.1177/0049124192021002005.
Burke, M. A., Heiland, F. W., & Nadler, C. M. (2010). From „overweight” to „about right”: Evidence of a generational shift in body weight norms. Obesity, 18(6), 1226–1234. https://doi.org/10.1038/oby.2009.369.
Calogero, R. M. (2012). Objectification theory, self-objectification, and body image. In Encyclopedia of body image and human appearance (Vol. 2, pp. 574–580). Elsevier Inc. https://doi.org/10.1016/B978-0-12-384925-0.00091-2.
Calogero, R. M., Pina, A., & Sutton, R. M. (2014). Cutting words: Priming self-objectification increases women’s intention to pursue cosmetic surgery. Psychology of Women Quarterly, 38(2), 197–207. https://doi.org/10.1177/0361684313506881.
Cash, T. F. (2002). Cognitive–behavioral perspectives on body image. In T. F. Cash, & T. Pruzinsky (Eds.), Body image: A handbook of theory, research, and clinical practice (pp. 38–46). New York: Guilford Press.
Ching, B. H. H., & Xu, J. T. (2019). Understanding cosmetic surgery consideration in Chinese adolescent girls: Contributions of materialism and sexual objectification. Body Image, 28, 6–15. https://doi.org/10.1016/j.bodyim.2018.11.001.
Connolly, D. J., Davies, E., Lynskey, M., Maier, L. J., Ferris, J. A., Barratt, M. J., … Gilchrist, G. (2022). Differences in alcohol and other drug use and dependence between transgender and cisgender participants from the 2018 Global Drug Survey. LGBT Health, 9(8), 534–542. https://doi.org/10.1089/lgbt.2021.0242.
Czeglédi, E., Urbán, R., & Csizmadia, P. (2010). Measuring body image: Psychometric properties and construct validity of the Hungarian version of body attitude test. Magyar Pszichológiai Szemle, 65(3), 431–461. https://doi.org/10.1556/MPSzle.65.2010.3.1.
Daubenmier, J. J. (2005). The relationship of yoga, body awareness, and body responsiveness to self-objectification and disordered eating. Psychology of Women Quarterly, 29(2), 207–219. https://doi.org/10.1111/J.1471-6402.2005.00183.X.
Di Gesto, C., Nerini, A., Policardo, G. R., & Matera, C. (2022). Predictors of acceptance of cosmetic surgery: Instagram images-based activities, appearance comparison and body dissatisfaction among women. Aesthetic Plastic Surgery, 46(1), 502–512. https://doi.org/10.1007/S00266-021-02546-3.
Dunn, T. J., Baguley, T., & Brunsden, V. (2014). From alpha to omega: A practical solution to the pervasive problem of internal consistency estimation. British Journal of Psychology, 105(3), 399–412. https://doi.org/10.1111/bjop.12046.
Farshidfar, Z., Dastjerdi, R., & Shahabizadeh, F. (2013). Acceptance of cosmetic surgery: Body image, self esteem and conformity. Procedia – Social and Behavioral Sciences, 84, 238–242. https://doi.org/10.1016/j.sbspro.2013.06.542.
Ferguson, C. J. (2009). An effect size primer: A guide for clinicians and researchers. Professional Psychology: Research and Practice, 40(5), 532–538. https://doi.org/10.1037/a0015808.
Fioravanti, G., Bocci Benucci, S., Ceragioli, G., & Casale, S. (2022). How the exposure to beauty ideals on social networking sites influences body image: A systematic review of experimental studies. Adolescent Research Review, 7(3), 419–458. https://doi.org/10.1007/s40894-022-00179-4.
Fredrickson, B. L., & Roberts, T. A. (1997). Toward understanding women’s lived experiences and mental health risks. Psychology of Women Quarterly, 21(2), 173–206. https://doi.org/10.1111/j.1471-6402.1997.tb00108.x.
Fuller-Tyszkiewicz, M., Skouteris, H., Watson, B., & Hill, B. (2012). Body image during pregnancy: An evaluation of the suitability of the body attitudes questionnaire. BMC Pregnancy and Childbirth, 12(1), 1–11. https://doi.org/10.1186/1471-2393-12-91.
Góngora, V. C., Licea, V. C., Mebarak Chams, M. R., & Thornborrow, T. (2020). Assessing the measurement invariance of a Latin-American Spanish translation of the body appreciation scale-2 in Mexican, Argentinian, and Colombian adolescents. Body Image, 32, 180–189. https://doi.org/10.1016/j.bodyim.2020.01.004.
Halliwell, E. (2013). The impact of thin idealized media images on body satisfaction: Does body appreciation protect women from negative effects? Body Image, 10(4), 509–514. https://doi.org/10.1016/j.bodyim.2013.07.004.
Harkness, J. A., Villar, A., & Edwards, B. (2010). Translation, adaptation, and design. In J. A. Harkness, M. Braun, B. Edwards, T. P. Johnson, L. E. Lyberg, … T. W. Smith (Eds.), Survey methods in multinational, multiregional, and multicultural contexts (pp. 115–140). Wiley.
Harrison, M. E., Obeid, N., Haslett, K., McLean, N., & Clarkin, C. (2019). Embodied motherhood: Exploring body image in pregnant and parenting youth. Journal of Pediatric and Adolescent Gynecology, 32(1), 44–50. https://doi.org/10.1016/j.jpag.2018.08.007.
Hayes, M., Van Stolk-Cooke, K., & Muench, F. (2015). Understanding Facebook use and the psychological affects of use across generations. Computers in Human Behavior, 49, 507–511. https://doi.org/10.1016/j.chb.2015.03.040.
Henderson-King, D., & Henderson-King, E. (2005). Acceptance of cosmetic surgery: Scale development and validation. Body Image, 2(2), 137–149. https://doi.org/10.1016/j.bodyim.2005.03.003.
Herzog, D. B., Newman, K. L., Yeh, C. J., & Warshaw, M. (1992). Body image satisfaction in homosexual and heterosexual women. International Journal of Eating Disorders, 11(4), 391–396. https://doi.org/10.1002/1098-108X(199205)11:4<391::AID-EAT2260110413>3.0.CO;2-F.
Hodgkinson, E. L., Smith, D. M., & Wittkowski, A. (2014). Women’s experiences of their pregnancy and postpartum body image: A systematic review and meta-synthesis. BMC Pregnancy and Childbirth, 14(1), 1–11. https://doi.org/10.1186/1471-2393-14-330.
Hu, L. T., & Bentler, P. M. (1998). Fit indices in covariance structure modeling: Sensitivity to underparameterized model misspecification. Psychological Methods, 3(4), 424–453. https://doi.org/10.1037/1082-989X.3.4.424.
Hughes, E. K., & Gullone, E. (2011). Emotion regulation moderates relationships between body image concerns and psychological symptomatology. Body Image, 8(3), 224–231. https://doi.org/10.1016/j.bodyim.2011.04.001.
Kidd, J. D., Tettamanti, N. A., Kaczmarkiewicz, R., Corbeil, T. E., Dworkin, J. D., Jackman, K. B., … Meyer, I. H. (2023). Prevalence of substance use and mental health problems among transgender and cisgender U.S. adults: Results from a national probability sample. Psychiatry Research, 326. https://doi.org/10.1016/j.psychres.2023.115339.
Lemoine, J. E., Konradsen, H., Lunde Jensen, A., Roland-Lévy, R., Ny, P., Khalaf, A., & Torres, S. (2018). Factor structure and psychometric properties of the Body Appreciation Scale-2 among adolescents and young adults in Danish, Portuguese, and Swedish. Body Image, 26, 1–9. https://doi.org/10.1016/j.bodyim.2018.04.004.
Linardon, J., McClure, Z., Tylka, T. L., & Fuller-Tyszkiewicz, M. (2022). Body appreciation and its psychological correlates: A systematic review and meta-analysis. Body Image, 42, 287–296. https://doi.org/10.1016/j.bodyim.2022.07.003.
Magee, L. (2010). Predicting acceptance of cosmetic surgery: The effects of body image, appearance orientation, social anxiety, and fear of negative evaluation. Temple University.
Markey, C. H., & Daniels, E. A. (2022). An examination of preadolescent girls’ social media use and body image: Type of engagement may matter most. Body Image, 42, 145–149. https://doi.org/10.1016/j.bodyim.2022.05.005.
McKinley, N. M. (1995). Women and objectified body consciousness: A feminist psychological analysis. The University of Wisconsin-Madison.
McKinley, N. M. (2006). Longitudinal gender differences in objectified body consciousness and weight-related attitudes and behaviors: Cultural and developmental contexts in the transition from college. Sex Roles, 54(3–4), 159–173. https://doi.org/10.1007/S11199-006-9335-1.
McKinley, N. M. (2011). Feminist consciousness and objectified body consciousness. Psychology of Women Quarterly, 35(4), 684–688. https://doi.org/10.1177/0361684311428137.
McKinley, N. M., & Hyde, J. S. (1996). The objectified body consciousness scale development and validation. Psychology of Women Quarterly, 20(2), 181–215. https://doi.org/10.1111/j.1471-6402.1996.tb00467.x.
Meskó, N. (2012). A szépség eredete: szexuáis vonzerő és párválasztás. Pro Pannonia Kiadói Alapítvány.
Meskó, N., & Láng, A. (2021). Acceptance of cosmetic surgery among Hungarian women in a global context: The Hungarian version of the acceptance of cosmetic surgery scale (ACSS). Current Psychology, 40(12), 5822–5833. https://doi.org/10.1007/s12144-019-00519-z.
Mofradidoost, R., & Abolghasemi, A. (2020). Body image concern and gender identities between transgender and cisgender persons from Iran. Journal of Sex and Marital Therapy, 46(3), 260–268. https://doi.org/10.1080/0092623X.2019.1683665.
Nerini, A., Matera, C., Di Gesto, C., Policardo, G. R., & Stefanile, C. (2019). Exploring the links between self-compassion, body dissatisfaction, and acceptance of cosmetic surgery in young Italian women. Frontiers in Psychology, 10, 2698–2706. https://doi.org/10.3389/fpsyg.2019.02698.
Noll, S. M., & Fredrickson, B. L. (1998). A mediational model linking self-objectification, body shame, and disordered eating. Psychology of Women Quarterly, 22(4), 623–636. https://doi.org/10.1111/j.1471-6402.1998.tb00181.x.
Őry, F., Láng, A., & Meskó, N. (2022). Acceptance of cosmetic surgery in adolescents: The effects of caregiver eating messages and objectified body consciousness. Current Psychology, 42(18), 15838–15846. https://doi.org/10.1007/s12144-022-02863-z.
Őry, F., & Meskó, N. (2023). A Tárgyiasított Testtudat Skála (OBCS) működése magyar nyelven. Magyar Pszichológiai Szemle (Bírálatra benyújtva).
Pedalino, F., & Camerini, A. L. (2022). Instagram use and body dissatisfaction: The mediating role of upward social comparison with peers and influencers among young females. International Journal of Environmental Research and Public Health, 19(3). https://doi.org/10.3390/ijerph19031543.
Petrie, T. A., Rogers, A., Johnson, C., & Diehl, N. (1996). Development and validation of the beliefs about attractiveness scale-revised. Toronto.
Probst, M., Van Coppenolle, H., & Vandereycken, W. (1997). Further experience with the body attitude test. Eating Weight Disord, 2, 100–104. https://doi.org/10.1007/BF03339956.
Probst, M., Vandereycken, W., Van Coppenolle, H., & Vanderlinden, J. (1995). The body attitude test for patients with an eating disorder: Psychometric characteristics of a new questionnaire. Eating Disorders, 3(2), 133–144. https://doi.org/10.1080/10640269508249156.
Rieves, L., & Cash, T. F. (1996). Social developmental factors and women’s body-image attitudes. Journal of Social Behavior and Personality, 11(1), 63–78.
Rosenberg, M. (1965). Rosenberg self-esteem scale. Journal of Religion and Health. https://psycnet.apa.org/doiLanding?doi=10.1037/t01038-000.
Sallay, V., Martos, T., Földvári, M., Szabó, T., & Ittzés, A. (2014). Hungarian version of the Rosenberg Self-esteem Scale (RSES-H): An alternative translation, structural invariance, and validity. Mentalhigiéné és Pszichoszomatika, 15(3), 259–275. https://doi.org/10.1556/MENTAL.15.2014.3.7.
Sarwer, D. B. (2019). Body image, cosmetic surgery, and minimally invasive treatments. Body Image, 31, 302–308. https://doi.org/10.1016/j.bodyim.2019.01.009.
Schumacker, R. E., & Lomax, R. G. (2016). A beginner’s guide to structural equation modeling. Routledge.
Soulliard, Z. A., & Vander Wal, J. S. (2022). Measurement invariance and psychometric properties of three positive body image measures among cisgender sexual minority and heterosexual women. Body Image, 40, 146–157. https://doi.org/10.1016/j.bodyim.2021.12.002.
Swami, V. (2009). Body appreciation, media influence, and weight status predict consideration of cosmetic surgery among female undergraduates. Body Image, 6(4), 315–317. https://doi.org/10.1016/j.bodyim.2009.07.001.
Swami, V. (2018). Considering positive body image through the lens of culture and minority social identities. In C. Markey, E. Daniels, & M. Gillen (Eds.), The body positive: Understanding and improving body image in science and practice (pp. 59–91). Cambridge: Cambridge University Press.
Swami, V., Arteche, A., Chamorro-Premuzic, T., Furnham, A., Stieger, S., Haubner, T., & Voracek, M. (2008). Looking good: Factors affecting the likelihood of having cosmetic surgery. European Journal of Plastic Surgery, 30(5), 211–218. https://doi.org/10.1007/s00238-007-0185-z.
Swami, V., Chamorro-Premuzic, T., Bridges, S., & Furnham, A. (2009). Acceptance of cosmetic surgery: Personality and individual difference predictors. Body Image, 6(1), 7–13. https://doi.org/10.1016/j.bodyim.2008.09.004.
Swami, V., & Jaafar, J. L. (2012). Factor structure of the Body Appreciation Scale among Indonesian women and men: Further evidence of a two-factor solution in a non-Western population. Body Image, 9(4), 539–542. https://doi.org/10.1016/j.bodyim.2012.06.002.
Swami, V., Nor, N. A., Toh, E., Zahari, H. S., Todd, J., & Barron, D. (2019). Factor structure and psychometric properties of a Bahasa Malaysia (Malay) translation of the body appreciation scale-2 (BAS-2). Body Image, 28, 66–75. https://doi.org/10.1016/j.bodyim.2018.12.006.
Swami, V., Tran, U. S., Stieger, S., Aavik, T., Ranjbar, H. A., Adebayo, S. O., … Voracek, M. (2023). Body appreciation around the world: Measurement invariance of the Body Appreciation Scale-2 (BAS-2) across 65 nations, 40 languages, gender identities, and age. Body Image, 46, 449–466. https://doi.org/10.1016/j.bodyim.2023.07.010.
Szabados, S. (2009). Digitális bennszülöttek. Oktatás–Informatika, 1(1), 19–23. www.eotvoskiado.hu.
Szabó, K., Túry, F., & Czeglédi, E. (2011). Evészavarok és a média – A magazinolvasási szokások és az evészavarok lehetséges kapcsolata. Mentálhigiéné és Pszichoszomatika, 12(4), 353–374. https://doi.org/10.1556/MENTAL.12.2011.4.4.
The Center for Generational Kinetics (2024. január 23). An intro to generations. Letöltve 2024. január 23-án. https://genhq.com/the-generations-hub/generational-faqs/.
Tihanyi, B. T., Ferentzi, E., Daubenmier, J., Drew, R., & Köteles, F. (2017). Body responsiveness questionnaire: Validation on a European sample, mediation between body awareness and affect, connection with mindfulness, body image, and physical activity. International Body Psychotherapy Journal, 16(1), 56–73. http://www.ibpj.org/subscribe.php.
Tylka, T. L. (2019). Body appreciation. In T. Tylka, & N. Piran (Eds.), Handbook of positive body image and embodiment: Constructs, protective factors, and interventions (pp. 22–32). Oxford University Press. https://doi.org/10.1093/med-psych/9780190841874.003.0003.
Tylka, T. L., & Wood-Barcalow, N. (2015a). What is and what is not positive body image? Conceptual foundations and construct definition. Body Image, 14, 118–129. https://doi.org/10.1016/j.bodyim.2015.04.001.
Tylka, T. L., & Wood-Barcalow, N. L. (2015b). The body appreciation scale-2: Item refinement and psychometric evaluation. Body Image, 12(1), 53–67. https://doi.org/10.1016/J.BODYIM.2014.09.006.
Vaughan-Turnbull, C., & Lewis, V. (2015). Body image, objectification, and attitudes toward cosmetic surgery. Journal of Applied Biobehavioral Research, 20(4), 179–196. https://doi.org/10.1111/jabr.12035.
Watson, B., Broadbent, J., Skouteris, H., & Fuller-Tyszkiewicz, M. (2016). A qualitative exploration of body image experiences of women progressing through pregnancy. Women and Birth, 29(1), 72–79. https://doi.org/10.1016/j.wombi.2015.08.007.
World Medical Association. (2001). World Medical Association Declaration of Helsinki. Ethical principles for medical research involving human subjects. Bulletin of the World Health Organization, 79(4), 373.
Yazdanparast, A., & Spears, N. (2018). The new me or the me I’m proud of? Impact of objective self-awareness and standards on acceptance of cosmetic procedures. European Journal of Marketing, 52(1–2), 279–301. https://doi.org/10.1108/EJM-09-2016-0532.
Függelék
1. függelék
Test Megbecsülése Skála (BAS2)
Kérjük, minden egyes állításnál karikázza be azt a számot, amely a leginkább jellemzi az Ön gondolatait, érzéseit, illetve viselkedését!
1 = soha, 2 = ritkán, 3 = néha, 4 = gyakran, 5 = mindig
Tisztelem a testemet.
Elégedett vagyok a testemmel.
Úgy érzem, a testem rendelkezik legalább néhány pozitív vonással.
Pozitívan állok a testemhez.
Odafigyelek a testem szükségleteire.
Szeretem a testem.
Értékelem testem másoktól különböző és egyedi vonásait.
A viselkedésem kifejezi a testemmel kapcsolatos pozitív hozzáállásomat; például emelt fővel járok és mosolygok.
Jól érzem magam a testemben.
Még akkor is szépnek érzem magam, ha megjelenésem eltér a vonzó emberekről készült, a médiában megjelenő képektől (pl. színészek, színésznők, modellek).
2. függelék
A Test Megbecsülés Skála-2 tételeinek a megerősítő faktorelemzéssel kapott faktortöltései.
| Faktortöltés | ||||||
| Item | Standardizált faktortöltés | Standardizált hiba | z-érték | p-érték | 95%-os megbízhatósági intervallum | |
| Alsó határ | Felső határ | |||||
| bas.1 | 0,804 | 0,020 | 36,849 | <0,001 | 0,713 | 0,804 |
| bas.2 | 0,829 | 0,023 | 36,862 | <0,001 | 0,802 | 0,829 |
| bas.3 | 0,724 | 0,020 | 33,159 | <0,001 | 0,621 | 0,724 |
| bas.4 | 0,907 | 0,024 | 39,715 | <0,001 | 0,903 | 0,907 |
| bas.5 | 0,653 | 0,019 | 31,049 | <0,001 | 0,550 | 0,653 |
| bas.6 | 0,910 | 0,026 | 40,407 | <0,001 | 0,981 | 0,910 |
| bas.7 | 0,712 | 0,024 | 34,166 | <0,001 | 0,767 | 0,712 |
| bas.8 | 0,718 | 0,024 | 34,391 | <0,001 | 0,774 | 0,718 |
| bas.9 | 0,888 | 0,024 | 38,620 | <0,001 | 0,864 | 0,888 |
| bas.10 | 0,762 | 0,025 | 35,676 | <0,001 | 0,836 | 0,762 |
