Abstract
Elméleti háttér: A szerelem világszerte ismert jelenség, amely hatással van az emberi élet számos aspektusára, különösen a romantikus partner kiválasztására, a vele való kapcsolat kialakítására és fenntartására. A szerelmi élmény tesztelésére szolgáló egyik legnépszerűbb eszköz Sternberg 45 tételes kérdőíve (STLS-45), amely három szerelmi komponenst mér: intimitást, szenvedélyt és elköteleződést. A tudományos konszenzus elérése, az eredmények megbízhatóságának, összehasonlíthatóságának és általánosíthatóságának javítása érdekében Kowal és munkatársai (2022) létrehozták a kérdőív rövid változatát (STLS-15). A kutatás célja: A kutatás célja az STLS-15 magyar változatának elkészítése, pszichometriai ellenőrzése és validálása volt. Módszer: Három online mintát használtunk. Az elsőn (1305 fő, 739 nő, 566 férfi) ellenőriztük a hármas faktorszerkezetet. A másodikon (465 fő, 319 nő, 146 férfi), amely az előző minta egy része volt, a Kapcsolati Elégedettség Kérdőív (RAS-H), a Páros Megküzdés Kérdőív (DCI-H) és a Szexuális Motiváció Kérdőív (YSEX?-HSF) alkalmazásával validáltuk az STLS-15-öt. E két minta az STLS-45 korábbi elemzéséből származik. Az ezekben szereplő 9 pontos válaszskálákat 5 pontossá transzformáltunk. A harmadik mintán (532 fő, 442 nő, 90 férfi) 5 pontos STLS-15-öt használtunk, újra ellenőriztük a faktorszerkezetet. Eredmények: A faktorelemzés megmutatta, hogy az STLS-15 magyar tételei ugyanolyan hármas szerkezetbe illeszkednek, mint a nemzetközi változatban. Az STLS-15 mindhárom skálája pozitív irányú, közepes erősségű korrelációt mutat a DCI-H összesített skáláival, valamint a RAS-H-val, és alacsony vagy értelmezhetetlenül alacsony korrelációt mutat a YSEX?-HSF-val. Következtetések: A Sternberg-féle Szerelem Kérdőív rövid magyar változata (STLS-15) az eredetivel megegyező faktorszerkezetű, magas belső megbízhatósági mutatókkal rendelkező valid eszköz, amely kiválóan alkalmas a magyar nyelvű kutatásokban a szerelem mérésére.
Elméleti háttér
A szerelem pszichológiai koncepciói
A szerelem a romantikus kapcsolatok egyik alapvető motivációja, amely szinte minden kultúrában ismert jelenség (Jankowiak, 2023; Jankowiak és Fischer, 1992). Mégsem létezik olyan általános definíció, amellyel egyszerűen meghatározhatnánk, hogy pontosan mit is jelent a szerelem, amely az emberi történelem során az egyik leggyakrabban használt kifejezés (Bode és Kushnick, 2021). Amikor a szerelem intenzivitásának és változatosságának egyéni eltéréseit szeretnék feltárni, a kutatók általában módszertani nehézségekbe ütköznek a jelenség mérése során (Hatfield és mtsai, 2012). Hasonló kihívások merülnek fel más jelenségek – így az intelligencia (Wilhelm és Engle, 2004), a személyiség (Wrzus és Mehl, 2015), a szorongás (Julian, 2011) és más absztrakt konstrukciók – mérésekor is, amelyeket hagyományosan a tudományos pszichológia vizsgál.
Mivel a nyugati társadalmakban az elkötelezett párkapcsolatok kölcsönös vonzalmon alapuló választás – szerelem – útján jönnek létre, alapvető kérdés lehet annak tisztázása, hogy milyen hatással van ez az érzelem az egyén életére. A szerelmi kapcsolatokhoz fűződő élmények az érzelmi kötődés fontos forrását jelentik, és hozzájárulnak a pozitív énkép kialakulásához (Mattingly és mtsai, 2019), valamint az egyén nagyobb mértékű társadalmi integrációjához (Montgomery, 2005). A boldog párkapcsolatban élők magasabb szintű szubjektív jóllétről számolnak be, mint a boldogtalan kapcsolatban élők, függetlenül attól, hogy milyen a párkapcsolat státusza (Yucel és Latshaw, 2022). Azok, akik házasok vagy bejegyzett élettársi kapcsolatban élnek, boldogabbak, és jobb mentális, valamint fizikai egészségnek örvendenek, mint akik egyedülállóak (Kravdal és mtsai, 2023). Lawrence és kollégái (2019) azt találták, hogy akik „nem nagyon boldogok” voltak a házasságukban, több mint kétszer nagyobb valószínűséggel számoltak be rosszabb egészségi állapotról, és közel 40%-kal nagyobb valószínűséggel haltak meg a követési időszak alatt azokhoz képest, akik „nagyon boldogok” voltak. Valójában, akik nem voltak nagyon boldogok a házasságukban, ugyanolyan vagy még rosszabb egészségügyi és halálozási kockázattal rendelkeztek, mint azok, akik soha nem voltak házasok, elváltak, külön éltek vagy megözvegyültek.
Bár a szerelmet történelmileg egydimenziós fogalomnak tekintették, a mai szakirodalomban uralkodó felfogás szerint a szerelem többdimenziós struktúrát mutat (Thorne és mtsai, 2019). A romantikus szerelemnek több átfogó elmélete is létezik (áttekintésért lásd Meskó, 2013). Az egyik klasszikus tipológia hat különböző szerelmi stílust javasol: Agape, Eros, Ludus, Mania, Pragma és Storge (Hendrick és Hendrick, 1986; Lee, 1973; Meskó és Zsidó, 2022). Egy másik elmélet a romantikus szerelem két típusát különbözteti meg: szenvedélyes és társas (Feybesse és Hatfield, 2019). Egy újabb típusú elméletben Fletcher és munkatársai (2015) a romantikus szerelem biológiai és viselkedési magyarázatait hangsúlyozzák, rámutatva a szerelem létezésének evolúciós okaira, és kiemelve annak kultúrák közötti egyetemességét. Bode és Kushnick (2021) ezzel szemben a különböző tudományterületek összekapcsolását és a romantikus szerelem holisztikusabb fogalmát javasolják, szétválasztva annak funkcióit, kifejezéseit és eredetét.
A Sternberg-féle (Sternberg 1988; Sorokowski és mtsai 2021) háromszög-elmélet jelenleg a szerelem egyik legjelentősebb pszichológiai elmélete (Clemente és mtsai, 2020). Eszerint a szerelem három összetevőből áll: intimitás, szenvedély és elköteleződés. Az intimitás a melegség, a kommunikáció és a kötődés érzésével jár együtt. A partner iránti magas intimitás azt jelenti, hogy a kapcsolat szoros, gondoskodó, jó kommunikáció jellemzi, és a kötődés érzését mutatja. A szenvedély a szeretett személy jelenlétében érzett izgalom, vágy és vonzalom érzésére utal. Az elköteleződés a szerelem leginkább kognitív összetevője, a kapcsolat fenntartására irányuló aktív döntésre és motivációra vonatkozik. Az elköteleződést gyakran a szerelem viszonylag „hideg” összetevőjeként kezelik. A magas fokú elköteleződés arra a meggyőződésre utal, hogy az adott kapcsolat hosszú távon is fennmaradhat (Sternberg, 1988).
Ebben a kutatásban a Sternberg-féle háromszög-elméleten alapuló szerelem kérdőívre fókuszálunk (STLS-45; Sternberg, 1997), amely az egyik legszélesebb körben használt, szerelmet mérő eszköz (Hatfield és mtsai, 2012). Az eredeti STLS-45 a szerelem három komponensét, azaz az intimitást, a szenvedélyt és az elköteleződést ragadja meg (Sternberg, 1988). Ezen összetevők mindegyikét az elmélet alapján a kérdőív 15 tételével mérik. Az STLS-45 azért emelkedik ki más szerelem kérdőívek közül, mert nemrégiben Sorokowski és munkatársai (2021) 25 országban (és 19 nyelven) végzett nagyszabású vizsgálatban validálták. Az eszköz megfelelő pszichometriai tulajdonságokat mutatott az eltérő kulturális kontextusokban. A szerzők különösen a skála háromfaktoros szerkezetének általános jó illeszkedését és a látens faktorok nagyon magas összetett reliabilitását bizonyították. Továbbá az STLS-45-ről megállapították, hogy országonként invariáns (beleértve a konfigurációs, metrikus és skaláris invariánsságot). Ezzel egy időben magyar nyelven is elérhetővé vált az STLS-45 (Őry és mtsai, 2022), amely kutatásban az STLS-45 nemzetközi mintájában (Sorokowski és mtsai, 2021) is felhasznált magyar alminta bevonásával végeztek megerősítő faktoranalízist a kutatók, és külső validálást más párkapcsolati és szexuális pszichológiai működést mérő kérdőívek alkalmazásával.
A rövidítés módszertani kihívásai
Az STLS-45 használatának van egy döntő buktatója: a rövidített változatokat nem standardizált és nem szisztematikus módon alkalmazták. Az az igazság, hogy sok kutató rövidítette az eredeti skálát anélkül, hogy a standardizálást vagy a rövidített változatok validálását elvégezte volna. Sternberg 1997-ben publikálta az eredeti STLS-45 eszközt, és a szakirodalmi áttekintés alapján 2021-ig 232 olyan tanulmányt azonosíthatunk, amelyek e skála valamelyik változatát használták (Kowal és mtsai, 2022). A tanulmányok kisebbsége (N = 83, 36%) az eredeti skálát használta, míg a tanulmányok többsége (N = 145, 64%) változatos és leggyakrabban rövidített változatokat használt. Tehát az eredeti skálát a legtöbb kutató túl hosszúnak és időigényesnek tarthatta a kitöltők számára.
Többek között Soloski és kollégái (2013) is módosították a Sternberg-féle háromszögű szerelem kérdőív eredeti formáját. A módosított forma lehetővé tette, hogy a résztvevők figyelembe vegyék a házasságban való szerelemmel kapcsolatos általános és reális elvárásaikat. A tételeket úgy módosították, hogy lehetővé tegyék az elvárások általános értékelését. Konkrétan ez a vizsgálat azt találta, hogy a szülők közötti konfliktus alacsonyabb szintje szignifikánsan összefüggött az egyén által a párkapcsolatában kifejezett szerelem magasabb szintjével, valamint a házassági szerelemmel kapcsolatos elvárások magasabb szintjével. Soyer és Gizir (2021) pedig úgy vélik, hogy az STLS háromfaktoros struktúrája és magas szintű megbízhatósága miatt a skálák felhasználhatók a fiatal felnőttek szerelemszintjének és szerelemelvárásainak meghatározására. Lemieux és Hale (1999) egy alternatív, mindössze 19 tételt tartalmazó eszközt fejlesztett ki, amely a Sternberg-féle szerelem három dimenzióját ragadja meg. Bár ezt a mérőeszközt eddig csak egyetemisták vagy házasok mintáinál használták, tömörsége és egyszerűsége miatt alkalmas a romantikus kapcsolatok felmérésére serdülőknél is, amit különböző kutatások is megerősítettek (Askarpour és Mohammadipour, 2016; Overbeek és mtsai, 2007). Hatfield és Sprecher (1986) létrehozták a Szenvedélyes Szerelem Kérdőívet (Passionate Love Scale), amely egy 30 tételes eszköz (gyakran 15 tételesre rövidítve), amelyet az egyén egy másik személy iránti szenvedélyes szerelmének mérésére terveztek. Minden egyes tételhez tartozik egy kipontozott hely, és a válaszadót arra kérik, hogy töltse ki a kérdőívet úgy, hogy a partnere nevét képzeli a kipontozott helyre. Minden tételre egy 9 pontos skálán kell válaszolni, amely 1-től (egyáltalán nem igaz) 9-ig (határozottan igaz) terjed. Érdemes azonban kiemelni, hogy ennek a kérdőívnek egyik tétele sem kapcsolódik közvetlenül a szexuális élethez.
A rövidített adaptációk nagy változatossága azonban számos kockázatot és kihívást rejt magában a kutatók számára. Először is a rövidített skálák nem mindig validáltak, így potenciálisan megbízhatatlan és nem teljesen érvényes adatokat eredményeznek (Morgado és mtsai, 2017). Másodszor a végrehajtott változások (pl. a tételek számában vagy a válaszlehetőségekben) korlátozzák a kutatók képességét arra, hogy érvényes összehasonlításokat végezzenek a különböző kutatások között. Ez viszont korlátozza az eredmények általánosíthatóságát. Harmadszor a tételek kialakításában bekövetkező jelentős változások veszélyeztethetik a szerelemelmélet látens pszichológiai konstruktumát, ami megkérdőjelezi, hogy az eredeti és a módosított skálák ugyanazt a dimenziót értékelik-e. Így akkor, ha a különböző kutatások eltérő eredményekről számolnak be, az lehet a konstrukció, a mérés vagy akár mindkettő miatt (Kowal és mtsai, 2022).
Hosszabb változataikhoz képest ugyanakkor a rövid kérdőívek több okból is előnyösebbek lehetnek. Egyrészt a több elemet tartalmazó skálák több információt és átfogóbb adatokat szolgáltathatnak, de hajlamosak a válaszadók fáradtságának növelésére, magasabb válaszadási hibaarányra és alacsonyabb kitöltési arányra (Rolstad és mtsai, 2011; Saucier, 1994). Másrészt a pszichometriai minőséget a skálák rövidítése a redundancia csökkentése miatt vélhetően kevésbé befolyásolja – következésképpen a tömörebb önkitöltős eszközök akár nagyobb érvényességi mutatókkal is rendelkezhetnek (Burisch, 1997). Ezért a rövid és többdimenziós, magas pszichometriai minőségű kérdőívek fejlesztése mind a kutatók, mind a résztvevők számára előnyös lehet (Jonason és Webster, 2010). Az STLS rövid változata minden bizonnyal eredményesen használható a kvalitatív kutatásban vagy akár olyan alkalmazott környezetben, ahol a szerelem komponenseinek (szenvedély, intimitás, elköteleződés) kompakt értékelése elegendő. A megbízható és érvényes rövid mérőeszköz kialakításához a nomológiai hálózat (Cronbach és Meehl, 1955) létrehozása is szükséges, azáltal, hogy azonosítjuk a kapcsolatokat más kulcsfontosságú párkapcsolati pszichológiai működésre jellemző változóval, mint például az életkor, a nem, a párkapcsolati elégedettség, a páros megküzdés és a szexuális motiváció.
Az STLS-15 fejlesztése
A Sternberg-féle Háromszögű Szerelem Kérdőív (STLS) különféle adaptált változatainak gyakori használata is azt jelzi, hogy nagy szükség van egy rövid, megbízható és érvényes, kultúrákon átívelő és széles körben használható háromkomponensű szerelem kérdőívre. Ezért Kowal és kollégái (2022) a Sternberg-féle Szerelem Kérdőív rövid változatának fejlesztését tűzték ki célul. A kutatók négy részből álló kutatás-sorozatot végeztek az STLS rövid változatának összeállítása és elemzése érdekében.
Az első vizsgálatban (N = 7 332) újra elemezték Sorokowski és mtsai (2021) nagyszabású multinacionális kutatásának másodlagos adatait, amely az eredeti STLS-45-öt validálta, hogy megállapítsák, le lehet-e rövidíteni a kérdőívet. A CFA elemzés eredményei bizonyították az STLS-45 háromtényezős szerkezetét és a kielégítő megbízhatósági együtthatókat. A részletes IRT-elemzés azonban azt mutatta, hogy a kérdőív szempontjából előnyös lehet a válaszlehetőségek csökkentése, mivel a tételek küszöbértékei rendezetlenek voltak. A monotonitás vizsgálata alapján a válaszskálát 9 pontosról 5 pontosra csökkentették (1 – egyáltalán nem, 5 – teljes mértékben). Továbbá amikor az egyes tételparaméterekre összpontosítottak, egyes tételjellemzők kevésbé voltak kielégítőek, mint mások. Az érdekelte a kutatókat, hogy mely tételek rendelkeztek a legrosszabb pszichometriai tulajdonságokkal, például a legmagasabb kurtózisértékekkel és a legmagasabb item-total korrelációkkal egyszerre két vagy három alskálán, a legalacsonyabb töltésekkel, a legmagasabb infit és outfit, valamint RMSD statisztikákkal, a legalacsonyabb diszkriminációs és nehézségi paraméterekkel. A tételek előnyeit és hátrányait a fenti kritériumok alapján mérlegelve minden skáláról kiválasztották a legjobb pszichometriai tulajdonságokkal rendelkező öt tételt, amelyek alkalmazásával létrehozták az STLS-45 rövid változatát, az STLS-15-öt. Az Intimitás alskálán ezek a tételek a 2, 6, 9, 11, 13, a Szenvedély alskálán ezek a tételek a 18, 19, 21, 25, 28, és az Elkötelezettség alskálán ezek a tételek a 34, 38, 40, 41, 43 az eredeti TLS-45-ből (az eredeti kérdőívet lásd Őry és mtsai, 2022, 1. függelék).
A második vizsgálatban (N = 307) azt a célt tűzték ki a kutatók, hogy ellenőrizzék, vajon a Sternberg-féle Szerelem Kérdőív rövid változata (STLS-15) megőrzi-e az eredeti kérdőív (STLS-45) kedvező pszichometriai tulajdonságait. Az eredmények alátámasztották a TLS-15 jó pszichometriai tulajdonságait. Mindhárom szerelmi alskálát (azaz az intimitást, a szenvedélyt és az elkötelezettséget) sikeresen újra létrehozták a megfelelő öt tétellel. Emellett a TLS-15 háromfaktoros szerkezetét is sikerült megállapítani. A harmadik vizsgálatban (N = 413) megerősítették a TLS-15 konvergens érvényességét és teszt-reteszt stabilitását. A 4. vizsgálatban (N = 60 311) a TLS-15 37 nyelvi változatának nagyszabású validálását bemutatták a világ minden kontinensét átfogó, kultúrákon átívelő mintán. Az általános eredmények alátámasztották a TLS-15 megbízhatóságát, érvényességét és kultúrák közötti invariabilitását, amely a szerelemkomponensek mérésére használható – külön-külön vagy együttesen, háromfaktoros mérésként.
Párkapcsolati elégedettség, páros megküzdés, szexuális motiváció
Az elmúlt évtizedek során a párkapcsolati elégedettség kérdése jelentős figyelmet kapott a bensőséges kapcsolatokkal foglalkozó tudományos kutatásokban (Arriaga, 2001; Glenn, 1990; Mattson, Rogge, Johnson, Davidson és Fincham, 2013; Norton, 1983; Schumm és mtsai, 1986; Trost, 1986). Az eddigi kutatások szerint a romantikus kapcsolatok minőségét számos jellemző, például a kommunikáció, az elköteleződés, a szerelem és az intimitás befolyásolhatja (Diener és Lucas, 2000; Myers, 1992; Neto és Pinto, 2015). Az elégedett párkapcsolatban élő emberek általában pozitívabban értékelik az élet más területeit is.
A párkapcsolati elégedettséget tekintve számos kutatás kimutatta a nemek közötti jellegzetes különbségeket. Korábbi kutatások szerint a férfiak általában elégedettebbek lehetnek a házasságukkal, mint a nők (Bernard, 1982; Fowers, 1991; Whiteman, McHale és Crouter, 2007). Ez a nemek közötti párkapcsolati elégedettségi mintázat megfigyelhető mind a nyugati, mind a nem nyugati társadalmakban (Al-Darmaki és mtsai, 2016; Ng, Loy, MohdZain és Cheong, 2013; Rostami, Ghazinour, Nygren és Richter, 2014). Azonban ezek a nemek közti különbségek nem csak biológiai alapúak lehetnek, hanem összefüggésben lehetnek a kultúrával, a genderszerepekkel, a patriarchális értékrenddel és a társadalmi egyenlőtlenségekkel (Kaufman, 2000; Taniguchi és Kaufman, 2014).
A párok a mindennapi élet során számos stresszforrással találkoznak, amelyek hatással vannak a családi kommunikációra és a párkapcsolati elégedettségre (Bodenmann, Pihet és Kayser, 2006). Amikor egy pár ilyen stresszorokkal találkozik, a kölcsönös elköteleződés miatt hajlamosak közös pszichológiai erőforrásokat mozgósítani a veszély leküzdése érdekében. A másik fél érzéseinek és belső állapotának megértése ezért rendkívül fontos képesség, amely előfeltétele a stressz kezelésének az intim kapcsolatokban. Bodenmann (1997) szerint a diádikus stressz egy olyan esemény, amely mindkét felet érinti, akár közvetlenül (a stressz azonos hatással van a partnerekre), akár közvetett módon (a stressz egyiküket közvetlenül érinti, és ez a szoros kapcsolat miatt hatással van a másik félre és a kapcsolatra is).
A diádikus megküzdés és az egyéni megküzdés folyamata nem helyettesíti egymást, hanem együttesen működik (Bodenmann, 2005). A közös megküzdés során mindkét fél egyéni jellemzői és motivációi befolyásolják egymást. A diádikus megküzdés különböző módon nyilvánulhat meg, lehet pozitív vagy negatív formája. Pozitív formának tekinthető, amikor a partnerek támogatják egymást, együttműködnek, és közösen küzdenek a stresszel, míg negatív formának, amikor ellenséges, ambivalens vagy felületes megküzdés-stratégiákat alkalmaznak. A támogató és közös megküzdés gyakran problémaorientált vagy érzelemfókuszú módon jelenik meg, míg az átvállalt megküzdés általában problémaorientált (Bodenmann, 2000). A diádikus megküzdés segít csökkenteni a mindennapi stressz negatív hatásait, és elősegítheti mindkét fél egyéni megküzdésképességének fejlődését is (Widmer, Cina, Charvoz, Shantinath és Bodenmann, 2005). A sikeres diádikus megküzdés védőfaktorként szolgál az olyan stresszhatásokkal szemben, amelyek a kapcsolaton kívülről érik a feleket (Merz, Meuwly, Randall és Bodenmann, 2014).
Bodenmann (2000) kutatási eredményei azt mutatják, hogy a pozitív diádikus megküzdés összefüggésben áll a magasabb párkapcsolati elégedettséggel. Azok a párok, akik negatívabb diádikus megküzdésről számoltak be, alacsonyabb szintű elégedettséggel rendelkeztek a kapcsolatukban, mint azok a párok, akiknél pozitívabb diádikus megküzdést tapasztaltak. Ezenkívül a diádikus megküzdés a kapcsolat felbomlásának egyik fő előrejelzője is (Bodenmann és Cina, 2000). Több nemzetközi tanulmány is megerősíti, hogy az ellenséges vagy ambivalens diádikus megküzdés csökkenti mindkét fél párkapcsolati elégedettségét (pl. Falconier és Kuhn, 2019). Számos kutatás támasztja alá, hogy a diádikus megküzdés az egyik legfontosabb prediktora a párkapcsolati elégedettségnek (Bertoni és mtsai, 2007).
A kutatók továbbá megfigyelték a nemek közötti különbségeket is: mind a nők, mind a férfiak azt tapasztalták, hogy a stressz kommunikációja gyakrabban fordul elő a nőknél. A nőknél több tényező mutatott szignifikáns összefüggést a párkapcsolati elégedettséggel, mint például a saját stressz kommunikációja, a partner támogató, közös és negatív megküzdésstratégiája, míg a férfiaknál ezek az összefüggések kevésbé voltak jellemzőek. Az eredmények azt sugallják, hogy a párkapcsolati elégedettség erősebb összefüggést mutat a diádikus megküzdésmódokkal a nőknél, mint a férfiaknál (Martos és mtsai, 2012, 2014).
A szexuális motiváció a személy vágyának meghatározása a szexuális együttlétre, amelynek számos fontos következménye van mind a párkapcsolat dinamikájában, mind az egyén mentális egészségében (pl. Davis, Shaver és Vernon, 2004; Hatfield, Luckhurst és Rapson, 2010; Impett, Peplau és Gable, 2005; Meston és Buss, 2007). A romantikus kapcsolatok kontextusában a szexuális együttlétek gyakorisága és a szexuális elégedettség fontos mutatója a kapcsolat általános minőségének (Byers, 2005). A szexuális együttlétek minősége és a párkapcsolati elégedettség közötti szoros kapcsolat azt jelenti, hogy a jó szex lehet az egyik hatékony eszköze a kapcsolatok javításának. Ha a párok sikeresen kezelik a szexuális kérdéseket, és fenntartanak egy szoros és intim szexuális kapcsolatot a kapcsolat során, az elégedettség érzése megerősödhet bennük (Rehman és mtsai, 2011).
A szexuális motivációval foglalkozó kutatások sajátos nemi különbségeket tártak fel. Leigh (1989) például megállapította, hogy a nők és a férfiak szexuális motivációja különbözik egymástól: a nők inkább az érzelmi motivációra helyezik a hangsúlyt, míg a férfiak inkább a fizikai motivációra. Ezek az eredmények egybevágnak más kutatásokkal (pl. Meston és Buss, 2007; Denney, Field és Quadagno, 1984). Klusmann (2002) 1865 fiatal felnőtt adatait elemezte annak érdekében, hogy megvizsgálja, hogyan változik a szexuális motiváció a párkapcsolat időtartamával. Arra az eredményre jutott, hogy a szexuális aktivitás és elégedettség mind a nőknél, mind a férfiaknál csökkent a párkapcsolat előrehaladtával. Azonban a szexuális vágy csak a nőknél csökkent, míg a férfiaknál továbbra is megmaradt. Emellett a férfiak szexuális gyengédség iránti vágya csökkent, míg a nőknél növekedett. Buss (2006) szerint a nők nagyobb mértékben preferálják a szexet egy elkötelezett kapcsolatban (szemben a férfiakkal), és számukra fontos, hogy a szex az egymás iránti mély érzelmekkel legyen összekapcsolva, mivel ezek a megnyilvánulások jelezhetik az elkötelezettséget. Ezt az elméletet alátámasztották azok az eredmények is, amelyek arra utalnak, hogy az érzelmi kötődés nélküli szex erőteljesebb motiváció volt a férfiak számára, mint a nők számára (Meston és Buss, 2007).
A vizsgálat célja
Jelen vizsgálatunk célja a 15 tételes Sternberg-féle Szerelem Kérdőív (STLS-15; Kowal és mtsai, 2022) magyar fordításának pszichometriai elemzése és validálása.
A kutatás első részében a faktorstruktúra meghatározására helyeztük a hangsúlyt, és azt feltételeztük, hogy a háromfaktoros struktúra a kérdőív magyar változatára is illeszkedni fog.
A validálásnál abból indultunk ki, hogy a Sternberg-féle Szerelem Kérdőív rövid változata (STLS-15) három alskálája a hosszú változathoz hasonló (STLS-45, Őry és mtsai, 2022) módon függ össze a párkapcsolati működést jellemző olyan pszichológiai változókkal, mint a párkapcsolati elégedettség, a páros megküzdés és a szexuális motiváció.
Az előző két cél eléréséhez Őry és munkatársai (2022) korábbi kutatásának mintáit használtuk fel, amelyek az STLS-45 9 pontos válasz skáláit tartalmazták. Azonban, mivel az STLS-15 (Kowal és mtsai, 2022) 5 pontos válasz skálákkal működik, transzformálnunk kellett a 9 pontos skálákat. Ezért harmadik célunk az volt, hogy az STLS-15 faktorstruktúrájának ellenőrzését egy olyan mintán is elvégezzük, amelyben az 5 pontos válasz skálát használták.
Módszer
Résztvevők
- 1.minta. A faktorelemzést 1305 fős minta válaszai alapján készítettük el. A vizsgálati személyek 56,63%-a (739 fő) nő és 43,37%-a (566 fő) férfi volt. A minta átlagéletkora 30,01 év volt (SD = 10,92, min. = 18 év, max. = 72 év). A vizsgálatban részt vevők 97,78%-a, azaz 1276 fő valamilyen formában párkapcsolatban élt (695 fő párkapcsolatban élt, 219 fő együttélésről számolt be, és 362 fő nyilatkozta, hogy házas) a kitöltés időpontjában. A maradék 2,22%, azaz 29 fő nem rendelkezett párkapcsolattal a kitöltés időpontjában. A faktorelemzéshez felhasznált 1. minta két különböző kutatásból állt össze. Az egyik egy nemzetközi vizsgálat magyar almintája volt (Sorokowski és mtsai, 2021), a másik pedig kifejezetten a kérdőív validálásának céljából készített kutatás, amely a második mintát jelenti. Minkét esetben nem egyetemista személyeket vontunk be a vizsgálatba, hanem közösségi weboldalakon toboroztunk felnőtt korú résztvevőket.
- 2.minta. A kérdőív validálásához használt kérdőívcsomagot összesen 465 fő töltötte ki. A vizsgálati személyek 68,6%-a nő (319 fő) és 31,4%-a férfi (146 fő) volt. A minta átlagéletkora 30,4 év (SD = 10,9 év, min. = 18 év, max. = 72 év) volt. A nők átlagosan fiatalabbak (M = 28,9 év, SD = 9,5 év, min. = 18 év, max. = 64 év) voltak, mint a férfi (M = 33,6 év, SD = 12,9 év, min. = 18 év, max. = 72 év) vizsgálati személyek. A válaszadók 63%-a rendelkezett felsőfokú végzettséggel. A döntő többség, azaz 92,7% tartós párkapcsolatban élt valamilyen formában (együtt járás, együttélés, házasság). 456 főnek (98%) már része volt szexuális aktusban eddigi élete során, de gyermeke csak 126 főnek volt. A vallás tekintetében pedig a minta 53,8%-a katolikusnak vallotta magát.
- 3.minta. A kérdőív 15 tételes ötfokú skálás változatának faktorelemzéséhez egy 532 fő bevonásával végzett nemzetközi kutatás (Kowal és mtsai, 2022) magyar adatbázisát alkalmaztuk. A minta átlagéletkora 28,8 év (SD = 10,8 év, min. = 18 év, max. = 68 év) volt. A vizsgálati személyek 83%-a nő (442 fő) és 17%-a férfi (90 fő) volt. A nők átlagosan fiatalabbak (M = 28,4 év, SD = 10,4 év, min. = 18 év, max. = 68 év) voltak, mint a férfiak (M = 31,1 év, SD = 12,6 év, min. = 19 év, max. = 68 év). A vizsgálati személyek közül senki sem volt egyedülálló, hiszen 36 fő (6,8%) randizik, 347 fő (65,2%) elkötelezett párkapcsolatban él, míg 149 fő (28%) házas.
Etikai vonatkozások
Az első mintához tartozó nemzetközi kutatás etikai engedélyét a Wroclawi Egyetem (Lengyelország) Pszichológia Intézetének Kutatásetikai Bizottsága adta ki 2018-ban. A második mintához tartozó vizsgálatot az Egyesített Pszichológiai Kutatásetikai Bizottság hagyta jóvá (engedélyszám: 2017/21). A harmadik mintához tartozó kutatást az ELTE Pedagógiai és Pszichológiai Karának Kutatási Etikai Bizottsága (ELTE PPK KEB No. 2021/250) hagyta jóvá. Az etikai engedélyek értékelési kritériumai teljes mértékben megfelelnek az emberi résztvevőkkel végzett kutatásokra vonatkozó nemzetközi etikai irányelveknek és szabályzatoknak, a Helsinki Nyilatkozatnak (Rickham, 1964) és az Amerikai Pszichológiai Társaság által kiadott Pszichológusok Etikai Alapelvei és Magatartási Kódexnek (APA, 2002). Ennek megfelelően a kérdőíveket csak azok a 18 éven felüli személyek tölthették ki, akik a kitöltés előtt írásos informált beleegyezésüket adták a részvételhez. A kérdőívek kitöltése önkéntesen és névtelenül történt.
Eljárás
Faktorstruktúra meghatározása. A faktorelemzés az 1. mintán és a 3. mintán történt. Abban a két kutatásban, amelyek mintáin a faktorelemzést végeztük, rövid, fókuszált kérdőívet alkalmaztunk. A kérdőív néhány demográfiai kérdésből és a Trianguláris Szerelem Kérdőív magyar változatából (lásd 1. függelék) állt csupán. Az adatgyűjtés mindkét esetben online történt.
Validálás. A validálás a 2. mintán történt. Ebben az esetben egy összetett kérdőívcsomagot alkalmaztunk, amellyel szintén online adatgyűjtést végeztük. A kérdőívcsomag néhány demográfiai kérdésen kívül 4 kérdőívet tartalmazott. Ezekkel a kérdőívekkel a párkapcsolati elégedettséget, a párok stresszel való közös megküzdését és a szexuális aktus létesítése mögött álló motivációt mértük. A demográfiai kérdések keretében a kitöltők nemére, életkorára, legmagasabb iskolai végzettségére, szexuális tapasztalataikra, jelenlegi párkapcsolati státuszukra, gyermekeik számára és vallási beállítottságukra irányuló kérdéseket tettünk fel.
A validáláshoz használt kérdőívek
Sternberg-féle Szerelem Kérdőív magyar változata (STLS-15). A Sternberg-féle Háromszögű Szerelem Kérdőív 15 tételes verziója (STLS; Kowal és mtsai, 2022) tartalmazza a kérdőív 37 nyelvű fordítását, köztük a magyar változatot is. (A kérdőív az 1. függelékben található.) Mindhárom faktorhoz 5–5 tétel tartozik. Bár az eredeti 45 tételes kérdőív állításait úgy fogalmazták meg, hogy egy szabadon hagyott részbe a kitöltőnek a partnere nevét kellett behelyettesítenie, ebben a 15 tételes változatban azt a megoldást választották a kutatók, hogy a tulajdonnevet a „párom” kifejezéssel helyettesítették minden állítás esetében. Az intimitással összefüggő állítások esetében ez például a következő lett: „Jelentős érzelmi támogatást kapok a páromtól.” A szenvedéllyel kapcsolatos faktor mintatétele: „A párommal való kapcsolatom szenvedélyes.”; „A párommal való kapcsolatomat tartósnak látom.” A résztvevők azt az instrukciót kapták, hogy értékeljék egyetértésüket minden állítással egy Likert típusú skálán, amelyen az 1 = egyáltalán nem értek egyet és az 5 = teljes mértékben egyetértek. A kérdőív belső megbízhatósági mutatóit a 2. táblázat tartalmazza.
Kapcsolati Elégedettség Kérdőív magyar változata (RAS-H). A párkapcsolati elégedettség kérdőív magyar változata (RAS-H; Martos és mtsai, 2014) 8 tételt tartalmaz. A tételek közül öt pozitív (pl. 1. Mennyire felel meg partnere az Ön igényeinek?) és két negatív megfogalmazású kérdés (pl. 4. Milyen gyakran gondol arra, hogy bár el se kezdte volna ezt a kapcsolatot?). Ezek alkalmazásával képet kaphatunk a párkapcsolati elégedettség mértékéről. A kérdőív eredeti változatához képest a magyar adaptációba Martos és munkatársai (2014) egy 8., kiegészítő kérdést is beillesztettek, amellyel a párkapcsolatok alapvetően fontos szexualitás dimenziójáról szerettek volna képet kapni a kérdőívben (Mennyire találja kielégítőnek a szexuális kapcsolatukat?). A résztvevőknek arról kell számot adniuk a kitöltés során, hogy mennyire jellemzőek rájuk a kérdőív állításai. A kitöltők egy-egy ötfokozatú Likert típusú skálán (1 = kevéssé jellemző, 5 = nagyon jellemző) tudnak válaszolni az egyes állításokra. A kérdőív összesített pontszámát úgy számítjuk ki, hogy a negatívan megfogalmazott kérdések pontozását vissza kell fordítani, és az így kapott tételek pontszámait lehet összeadni. A kitöltők párkapcsolati elégedettségének mértéke így 8 és 40 pont közötti intervallumba eshet. Minél magasabb pontot ér el egy résztvevő a kérdőíven, annál elégedettebb a párkapcsolatával. A kérdőív belső megbízhatósági mutatóit a 2. táblázat tartalmazza.
Páros Megküzdés Kérdőív magyar változata (DCI-H). A 37 tételes páros megküzdés kérdőív magyar változata (DCI-H; Martos és mtsai, 2012) a párkapcsolati stresszel való megküzdés különböző típusainak értékelésére szolgáló önkitöltős eszköz. A kérdőív alapvetően két irányból közelít a megküzdés pszichológiai működésének méréséhez: az egyik az egyén önészlelt működése („Mit tesz Ön, ha feszültnek, túlterheltnek érzi magát?”), a másik a partner észlelése („Hogyan reagál a párja, ha Ön a tudomására hozza, hogy nagyon feszültnek érzi magát?”). A tételek megválaszolása 5 pontos Likert típusú skálán történik, 1-től (nagyon ritkán) 5-ig (nagyon gyakran). Jelen tanulmányban a kérdőív értékelésének a legelterjedtebb gyakorlatához fordultunk, és a négy összesített diádikus megküzdési alskálát használtuk. A Saját páros megküzdés olyan folyamatokra utal, amelyek során az egyén a probléma megoldására összpontosító stratégiát alkalmazza, hogy megküzdjenek a párkapcsolati stresszhelyzettel. Mintaállítás ehhez az alskálához: „Kimutatom a páromnak, hogy túlterhelt vagyok, és rosszul érzem magam a bőrömben.” A Partner páros megküzdése egy olyan folyamat, amely a partner érzéseinek észleléséből és megértéséből, majd a rá adott közös válaszból áll. Ez azt is jelentheti, hogy a partner átveszi a társától a megterhelő feladatokat vagy tevékenységeket. Mintaállítás ehhez az alskálához: „Nyíltan megmondja, ha feszült, és arra van szüksége, hogy érzelmileg támogassam.” A Negatív aspektusok olyan támogató törekvésekre utal, amely ellenséges, ambivalens vagy sztereotip elemeket tartalmaz, mint pl. a támogatás mellett a partner egyidejű kritikája. Mintaállítás ehhez az alskálához: „Segítek ugyan neki, de vonakodva teszem, és úgy gondolom, hogy jobban is megoldhatná a problémáit.” A pozitív aspektusok olyan érzelmi vagy problémaorientált támogatási formák, amelyekben az egyén nem veszi át a megküzdési folyamatot a partnertől, de támogatja a probléma elemzésében a partner megküzdési képességeit, pl. empatikus, érzelemközpontú megértés vagy problémaközpontú segítség révén. Mintaállítás ehhez az alskálához: „Megpróbálom a párommal együtt tárgyilagosan elemezni a helyzetet, és próbálom őt segíteni a probléma megértésében és megoldásában.” A kérdőív belső megbízhatósági mutatóit a 2. táblázat tartalmazza.
Szexuális Motiváció Kérdőív (YSEX?-HSF). Az eredeti kérdőív Meston és Buss (2007) nevéhez fűződik, amely alapján Meskó, Szatmári és Láng (2016) hozták létre a kérdőív rövidített magyar változatát. Ez a változat 73 itemet tartalmaz, amelyek 3 főfaktorba és 24 alfaktorba rendeződtek. A korrelációs elemzés során azonban csak a három főfaktor mutatóit szokták számolni, amelyek a Személyes célok elérése, a Kapcsolati okok és a Szex mint megküzdés. A válaszadóknak ötfokú Likert típusú skálán kell megítélniük, hogy az egyes szexuális érintkezéshez vezető okok milyen gyakran játszottak szerepet a saját szexuális életükben: 1 = Egyáltalán nincs ilyen szexuális tapasztalatom; 2 = Van néhány ilyen szexuális tapasztalatom; 3 = Jó pár ilyen szexuális tapasztalatom van; 4 = Elég sok ilyen szexuális tapasztalatom van; 5 = Nagyon sok ilyen szexuális tapasztalatom van. A kérdőív belső megbízhatósági mutatóit a 2. táblázat tartalmazza.
Skálarövidítés
Az eredeti STLS-45 (Sorokowski és mtsai, 2021; Őry és mtsai, 2022) kérdőívhez 9 pontos skála tartozik, az újonnan rövidített STLS-15 (Kowal és mtsai, 2022) azonban 5 pontos skálákat használ. Ebben a kutatásban azonban szerettük volna használni a korábbi 9 pontos skálákkal nyert adatainkat is a validáláshoz, és össze akartuk hasonlítani az új STLS-15 mutatóival. Ezért az 1. és 2. mintából származó adataink esetében a 9 pontos skálák adatait 5 pontossá számoltuk át. Mivel a szubjektív skála közepe feltehetőleg 9 és 5 pont esetén is ugyanott van, a következő átpontozási formulát használtuk: 1–2 = 1, 3–4 = 2, 5 = 3, 6–7 = 4, 8–9 = 5.
Alkalmazott statisztikai eljárás
Faktorstruktúra meghatározása. A Shapiro–Wilk-teszt alapján a pontszámok eloszlása egy esetben sem volt normálisnak tekinthető (minden p érték kisebb volt, mint 0,001), így ordinális adatokként kezeltük a változókat. Megerősítő faktorelemzést végeztünk a JASP program CFA (Confirmatory Factor Analysis) moduljával, amely során a DWLS (diagonally weighted least squares) becslési módszert használtuk a nem normális eloszlásra való tekintettel (Li, 2016). A modell elfogadása a következő cutoffok mellett történt: CFI (Comparative Fit Index), TLI (Tucker-Lewis Index) és GFI (Goodness of fit index) értékek mint relatív illeszkedési mutatók, illetve khi-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 khi-négyzet-próba érték (Hu és Bentler, 1998), illetve a legfeljebb 0,08-os RMSEA és SRMR értékek voltak (Browne és Cudeck, 1992). Továbbá a nemi eltéréseket Mann–Whitney U teszttel vizsgáltuk.
Validálás. A Shapiro–Wilk-tesztek alapján a változókat ebben az esetben is ordinális adatokként kellett kezelnünk (minden p érték < 0,001). A skálák közötti együtt járások feltérképezésére Spearman-korrelációt alkalmaztunk, amely korrelációs együtthatók megbízhatóságát Benjamini–Hochberg-korrekcióvizsgálattal ellenőriztük a hamis felfedezési arány csökkentése céljából (Benjamini és Hochberg, 1995).
Az adatok statisztikai elemzését mindkét esetben az IBM SPSS Statistics 22.0 programcsomaggal, illetve a JASP 0.13.1.0 verziószámú programmal végeztük.
Eredmények
Faktorstruktúra meghatározása
A tesztelt modell jól illeszkedett az adatokra (χ2[df = 87] = 90,475, p = 0,378; χ2 / df = 1,039; CFI = 1,000; TLI = 1,000; RMSEA = 0,006, 90%CI = [0,000–0,016]; SRMR = 0,043).
A korábbi kutatásokban használt modell tehát a jelen kutatás adataira is megfelelően illeszkedett. A 3 faktor (Intimitás, Szenvedély, Elköteleződés) megbízhatóan mért a reliabilitásmutatók szerint, amelyekhez tartozó Cronbach- (1951) féle α-értékeket a faktorok előbbi sorrendjének megfelelően sorolunk fel: 0,91, 0,89, 0,92. A magyar változat egyes tételeinek eloszlása összhangban volt az eredeti verzióban tapasztalt eloszlásokkal. A faktorok közötti kovariancia a következők szerint alakult: Intimitás – Szenvedély r = 0,84; p < 0,001; Intimitás – Elköteleződés r = 0,80; p < 0,001; Szenvedély – Elköteleződés r = 0,78; p < 0,001. (A faktorok töltését tartalmazza a 2. függelék.)
Mann–Whitney-próbával vizsgáltuk, hogy a szerelem különböző aspektusainak érvényesülésében van-e különbség a nők és a férfiak között. Egyik esetben sem találtunk szignifikáns eltérést a két nem értékelésében, amely megegyezik a 45 tétes változatban talált eredményekkel. Az Intimitás esetén U = 204 082, p = 0,451; a Szenvedély skálánál U = 207 953, p = 0,890; míg az Elköteleződés esetén U = 207 477, p = 0,801 volt. Az egyes faktorokra vonatkozó pontszámok átlagát és szórását az 1. táblázatban tüntettük fel nemi bontásban, továbbá korábbi kutatásból (Őry és mtsai, 2022) származó adatokat is közöltünk az összehasonlíthatóság érdekében.
A Sternberg-féle Szerelem Kérdőív faktoraira vonatkozó átlagos pontszámok és szórások nemi bontásban a 45 és a 15 tételes változat esetén (N = 1305)
| STLS-45 | STLS-15 | |||||||
| Nők | Férfiak | Nők | Férfiak | |||||
| átlag | szórás | átlag | szórás | átlag | szórás | átlag | szórás | |
| Intimitás | 7,93 | 1,48 | 7,82 | 1,46 | 7,65 | 1,63 | 7,65 | 1,54 |
| Szenvedély | 7,44 | 2,03 | 7,74 | 1,92 | 6,80 | 2,02 | 6,92 | 1,86 |
| Elköteleződés | 8,35 | 1,69 | 8,24 | 1,71 | 8,15 | 1,70 | 8,00 | 1,69 |
Validálás
Az egyes kérdőívek skáláinak megbízhatóságát reliabilitásvizsgálattal teszteltük (lásd 2. táblázat), amely alapján elmondható, hogy valamennyi kérdőív megbízhatóan mért.
A validálásban használt kérdőívek belső megbízhatósági mutatói (N = 465)
| Kérdőív | Skála neve | Cronbach-alfa |
| Páros Megküzdés Kérdőív (DCI-H) | ||
| saját megküzdés | 0,80 | |
| partner megküzdése | 0,88 | |
| negatív aspektusok | 0,79 | |
| pozitív aspektusok | 0,91 | |
| összpontszám | 0,91 | |
| Párkapcsolati Elégedettség Kérdőív (RAS-H) | ||
| 0,90 | ||
| Sternberg-féle Szerelem Kérdőív (STLS-15) | ||
| intimitás | 0,91 | |
| szenvedély | 0,89 | |
| elköteleződés | 0,92 | |
| Szexuális Motiváció Kérdőív (YSEX?-HSF) | ||
| személyes célok elérése | 0,90 | |
| kapcsolati okok | 0,92 | |
| szex mint megküzdés | 0,89 | |
A Spearman-korrelációs elemzések szerint a szerelem 3 komponense szignifikánsan együtt jár a páros megküzdéssel. A páros megküzdés 5 összesítő skálája és a szerelem 3 komponense között minden esetben legalább közepesen erős kapcsolatról beszélhetünk. Mindhárom Sternberg-féle faktor pozitívan korrelál a pozitív diádikus megküzdéssel és negatívan a negatív diádikus megküzdéssel. Vagyis az intimitás, a szenvedély és az elköteleződés magasabb mértéke a támogató és az együttműködő megküzdéssel jár együtt, és az ellenséges, ambivalens és felületes megküzdési formák kevésbé jellemzők a sternbergi dimenziók magas értékei mellett (lásd 3. táblázat).
A szerelem és a páros megküzdés közötti Spearman-féle korrelációk (N = 465)
| DCI-H Saját megküzdés | DCI-H Partner megküzdése | DCI-H Negatív megküzdés | DCI-H Pozitív megküzdés | DCI-H összpontszám | |
| STLS-15 Intimitás | 0,52*** | 0,69*** | −0,54*** | 0,71*** | 0,72*** |
| STLS-15 Szenvedély | 0,39*** | 0,51*** | −0,38*** | 0,58*** | 0,55*** |
| STLS-15 Elköteleződés | 0,40*** | 0,44*** | −0,34*** | 0,47*** | 0,49*** |
Megjegyzés: *** = p < 0,001; STLS-15 = Sternberg-féle Szerelem Kérdőív rövid változata; DCI-H = Diádikus megküzdés kérdőív.
Szintén Spearman-korrelációk alapján elmondhatjuk, hogy a szerelem 3 komponense pozitív, erős összefüggést mutat a párkapcsolati elégedettséggel (RAS). A szexuális motivációkkal is szignifikánsan összefügg, azonban ezek a korrelációs együtthatók nagyon gyengék. Csak a Kapcsolati okok skála esetén pozitív ez a kapcsolat, a „Miért szexelnek az emberek?” kérdőív (YSEX?-HSF) másik 2 skálája esetén negatív a kapcsolat (lásd 4. táblázat). Három korrelációs érték van ezek közül, amelyek elfogadható erősségűek (0,2 feletti a korrelációs együttható; Ferguson, 2009). Nagyobb mértékű elköteleződés mellett a szexuális motivációk között kevesebb az olyan, ami különböző személyes célok elérését szolgálja, ugyanakkor több kapcsolati ok áll a szexualitás hátterében. Magasabb szenvedély mellett szintén inkább a kapcsolati okok dominálnak a szexuális motivációs források között.
A szerelem, a párkapcsolati elégedettség és a szexuális motiváció közötti Spearman-féle korrelációk (N = 465)
| RAS-H | YSEX?-HSF Személyes célok elérése | YSEX?-HSF Kapcsolati okok | YSEX?-HSF Szex mint megküzdés | |
| STLS-15 Intimitás | 0,75*** | −0,12** | 0,17*** | −0,15*** |
| STLS-15 Szenvedély | 0,69*** | −0,10* | 0,27*** | −0,07 |
| STLS-15 Elköteleződés | 0,69*** | −0,17*** | 0,22*** | −0,15*** |
Megjegyzés: * = p < 0,05; ** = p < 0,01; *** = p < 0,001; STLS-15 = Sternberg-féle Szerelem Kérdőív rövid változata; RAS-H = Rosenberg-féle párkapcsolati elégedettség kérdőív; YSEX?-HSF = Szexuális motiváció kérdőív.
Az STLS-15 ötfokú Likert-skálás változatának vizsgálata
A tesztelt modell kiválóan illeszkedett az adatokra (χ2[df = 87] = 43,328, p < 0,001; χ2 / df = 0,49; CFI = 1,000; TLI = 1,000; RMSEA = 0,000, 90%CI = [0,000–0,000]; SRMR = 0,043). A korábban használt 3 faktoros modell tehát abban az esetben is megfelelően illeszkedett az adatokra, amikor a válaszadás ötfokú Likert-skálán történt. A 3 faktor (Intimitás, Szenvedély, Elköteleződés) megbízhatóan mért a reliabilitásmutatók szerint, amelyekhez tartozó Cronbach-α-értékeket a faktorok előbbi sorrendjének megfelelően sorolunk fel: 0,919, 0,878, 0,904. A faktorok közötti kovariancia a következők szerint alakult: Intimitás – Szenvedély r = 0,849, p < 0,001; Intimitás – Elköteleződés r = 0,87, p < 0,001; Szenvedély – Elköteleződés r = 0,812 p < 0,001. (A faktorok töltését tartalmazza a 2. függelék.)
Mann–Whitney-próbával vizsgáltuk, hogy a szerelem különböző aspektusainak érvényesülésében van-e különbség a nők és a férfiak között. Egyik esetben sem találtunk szignifikáns eltérést a két nem értékelésében. Az Intimitás esetén U = 18 760, p = 0,376; a Szenvedély skálánál U = 19 461, p = 0,746; míg az Elköteleződés esetén U = 19 372, p = 0,685 volt.
A jelen vizsgált elrendezést teszteltük összefüggésben a korábbi tapasztalatainkkal a hosszú, azaz 45 itemes Trianguláris Szerelem Kérdőívvel. A különböző verziók közötti együttjárást Levy-féle korrekció segítségével teszteltük (Levy, 1968). A Trianguláris Szerelem Kérdőív rövid és hosszú változatának faktorai között az alábbi összefüggések rajzolódtak ki: Intimitás esetén r = 0,909, p < 0,001; a Szenvedély esetén r = 0,897, p < 0,001 és az Elköteleződés esetén r = 0,914, p < 0,001. A kérdőív 2 verziójának teljes pontszámai esetén is szignifikáns és nagyon erős együttjárásról beszélhetünk (r = 0,952, p < 0,001). Ezen mutatók szerint a rövid verzió is megbízható mérőeszköz, amely képes ugyanazt a jelenséget megragadni, amelyet az eredeti kérdőív.
Diszkusszió
Célkitűzésünk annak ellenőrzése volt, hogy a Sternberg-féle 45 tételes Szerelem Kérdőív (STLS-45; Sternberg, 1997; magyar fordítás: Őry és mtsai, 2022) rövidített, 15 tételes változata (STLS-15; Kowal és mtsai, 2022) magyar nyelvre fordítva is megőrzi-e az eredeti háromtényezős szerkezetet, valamint érvényesen és megbízhatóan képes-e mérni a romantikus szerelem tapasztalatait. A célok eléréséhez felhasználtuk az STLS-45 magyar fordításának (Őry és mtsai, 2022) két mintáját, amelyen megerősítő faktorelemzést (1. minta) és validálást végeztünk (2. minta). Mivel a Kowal és munkatársai (2022) által készített rövid változat (STLS-15) nemcsak a tételek számának redukálásában, hanem a 9 pontos Likert típusú skála 5 pontossá csökkentésében is különbözött a hosszú változattól, ezért ezzel a két mintával úgy dolgoztunk, hogy a 9 pontos skálákat 5 pontossá transzformáltuk. Végül egy olyan kutatásban (3. minta), amelyben az STLS-15 5 pontos skáláját használtuk, ismét megerősítő faktorelemzést végeztünk. Eredményeink megerősítették, hogy a 15 tételes Sternberg-féle Szerelem Kérdőív megőrzi az eredetivel egyező hármas szerkezetét. Továbbá jó pszichometriai tulajdonságokkal bíró, érvényes eszköz, amely kifejezetten alkalmas a magyar személyeket célzó párkapcsolati és szexuális működést feltáró kutatásokban, és megfelel a kérdőív nemzetközi kutatásban használt további 36 nyelvre fordított változatainak (Kowal és mtsai, 2022).
Fontos kiemelni, hogy a rövid háromszög-szerelem kérdőív (STLS-15) ugyanabból a háromszög-szerelem elméletből származik, mint az eredeti STLS-45. Az eredetihez képest nem változtattuk meg a tételek megfogalmazását, így a három szerelmi komponens, az Intimitás, a Szenvedély és az Elköteleződés eredeti (Sternberg, 1988) koncepciója érintetlen marad. Ez azért lényeges, mert a szerelem háromszögelmélete a szerelem egyik legnépszerűbb koncepciója (Hatfield és mtsai, 2012), sőt egyesek szerint a szerelemkutatás standardjának, kiindulópontjának is tekinthető (Campbell és Kaufman, 2017). Ez a kijelentés valószínűleg annak köszönhető, hogy az STLS-45 három faktora rendkívül megbízható pontszámokat ad különböző mintákban (lásd pl. Graham és Christiansen, 2009).
Eredményeink azt mutatták, hogy az STLS-15 sikeresen rekonstruálta az STLS-45 szerkezetét. Ez összhangban van a korábbi kutatásokkal, amelyek szerint a háromfaktoros modell megfelelő az STLS különböző módosításaihoz (lásd pl. Gouveia és mtsai, 2009; Overbeek és mtsai, 2007). Másrészt magas korrelációt találtunk az Intimitás, a Szenvedély és az Elköteleződés között. Eredményeink hozzájárulnak ahhoz, hogy eloszlassuk a korábbi kutatásokban felmerült kételyeket a három szerelmi faktor statisztikai elkülöníthetőségét illetően (pl. Graham, 2011; Hendrick és Hendrick, 2003; Merino és Privado, 2020). A szerelem összetevői valószínűleg elválaszthatatlanul összekapcsolódnak. Azonban még nem tudjuk pontosan, hogy mi mozgatja ezeket az összefüggéseket, és további kutatásoknak kell feltárni ezen alskálák diszkriminatív érvényességét.
Az 5 pontos skála jól működött valamennyi mintán. Erre a rövidítésre azért volt szükség, mert az STLS-15 megalkotásakor Kowal és munkatársai (2022) azt találták, hogy az eredeti skála 9 pontos szerkezete nem megfelelő, mivel a tételküszöbök rendezetlenek voltak. Eredményeink megerősítették, hogy a TLS-15 önállóan is megállja a helyét, és az STLS-45-tel összehasonlítható információkat szolgáltat.
Az STLS-15 külső validálása során kapott eredmények lényegében megegyeznek az STLS-45 validálásakor (Őry és mtsai, 2022) kapott eredményekkel. A szerelem alskálák (különösen az Intimitás) szignifikáns pozitív korrelációkat mutatnak a diádikus megküzdéssel, amely megerősíti azt a feltételezést, hogy a kölcsönös bizalom és a sikeres közös megküzdés egymást elősegítő folyamatok. A párkapcsolati elégedettség és a szerelem alskálák közötti pozitív szignifikáns korrelációk is arra utalnak, hogy minél nagyobb biztonságban érzi magát valaki a romantikus kapcsolatában, annál magasabb szubjektív elégedettségről is fog beszámolni. A szexuális motiváció kérdőív és a szerelem kérdőív között csupán néhány gyenge szignifikáns korrelációt találtunk, amely arra utalhat, hogy a két kérdőív (STLS, YSEX?) teljesen más aspektusból közelíti meg a párkapcsolati pszichológiai működést.
Egyre több kutatási eredmény erősíti meg azt a vélekedést, hogy a szerelem az életünk szinte minden aspektusára hatással van, a párválasztástól (Buss, 1989) a pszichológiai jóllétig (Kansky, 2018; Oravecz és mtsai, 2020), a boldogságtól (Tamir és mtsai, 2017) egészen az általános egészségi állapotig (Fletcher és mtsai, 2015). A szerelem nem csupán egy elszigetelt, intrapszichés jelenség, hiszen hatása kiterjed a tágabb társas környezetre is. Számos tanulmány számol be a szerelem párkapcsolati vagy akár családi szintű hatásáról. A szerelem hatással van például a partnerek mentális és fizikai egészségére (Gallacher és Gallacher, 2011), az egészséges (illetve egészségtelen) szokásaira (Jackson és mtsai, 2015; Keller és mtsai, 2020), valamint a gyermekek fejlődésére és teljesítményére (Amato és Keith, 1991; Auersperg és mtsai, 2019). Ezért valószínűnek tartjuk, hogy a szerelem olyan alapvető jelentőségű humán pszichológiai komplexum, amellyel a jövőbeni tanulmányoknak részletesebben kell foglalkozniuk.
Bár cikkünk elsősorban a kutatók számára készült, van egy másik perspektíva – a segítő pszichológusok (tanácsadók, terapeuták) és a klienseik nézőpontja –, amely segíthet megérteni, hogy miért használható a Sternberg-féle Szerelem Kérdőív rövidebb változata a gyakorlatban inkább, mint a hosszú változat. Először is azon tanácsadók számára, akik a kérdőívet a szerelem vagy a kompatibilitás felmérésére használják, előnyös egy rövidebb skála, amelynek alkalmazása jobban belefér a szokásos 50 perces terápiás vagy tanácsadási „órába”. Az előkészítés, a beállítás és esetleg a pontozás szükségessége miatt a rövidebb változat egyszerűen sokkal felhasználóbarátabb a tanácsadó számára tanácsadási vagy terápiás célokra. Másodszor a kitöltő klienst is kevésbé terheli meg egy 15 tételes értékelés, mint egy 45 tételes. A rövidebb változat kitöltése csökkenti a tesztfáradtság esélyét, és jobb adatokat szolgáltathat a kérdőív végén található tételekhez, amelyek egyébként egy hosszabb változat kitöltésekor rövidebb figyelmet kapnának.
Végül ki kell emelni, hogy a nemzetközi szerelemkutatással foglalkozó mindkét tanulmány alapján (Kowal és mtsai, 2022; Sorokowski és mtsai, 2021) a magyarok az „átlagnál szerelmesebb” nemzetnek mutatkoztak. A magyarok átlagpontszámai mind az intimitás, mind a szenvedély, mind az elköteleződés tekintetében a legmagasabb első vagy második volt a nemzetek listájában. Ehhez képest kifejezetten érdekes, hogy milyen kevés magyar kutató foglalkozik a szerelem jelenségével. Reméljük, hogy jelen cikkünk megfelelő eszköz lesz ennek a hiánynak a pótlásában.
Korlátok
Bár cikkünk meggyőző bizonyítékkal szolgál az STLS-15 hasznosságára, ugyanakkor nem nélkülözi a korlátokat. Először is vizsgálatainkban a háromszög-szerelem elméletre (Sternberg, 1988) összpontosítottunk, és ezért csak a háromszög-szerelem skálát vettük figyelembe. A különböző szerelmi skálák közötti kapcsolatokra vonatkozó bizonyítékok nem egyértelműek (lásd pl. Graham, 2011; Masuda, 2003), ezért jövőbeli kutatásokra van szükség, hogy világosabban láthassuk az STLS és más szerelmi skálák (pl. Szenvedélyes szerelem skála, Szerelmi attitűd skála) közötti különbségeket és hasonlóságokat. Másodszor, mivel e tanulmány középpontjában az STLS-15 faktorérvényessége állt, a jövőbeli kutatások az érvényesség más típusait (pl. diszkriminatív, prediktív vagy diagnosztikai érvényesség) is meg kell vizsgálniuk. Harmadszor az STLS-15 nem differenciálja a magas szintű szerelmet (vagy a szerelem bármelyik komponensét) olyan jól, ahogyan azt remélni lehetne. Ez várható volt, mivel a párkapcsolatban élő egyének szerelmét vizsgáló bármely tanulmány definíció szerint arra korlátozódik, hogy a szerelmet azok körében mérje, akik kapcsolatban maradnak, és nem váltak el. Ezért az ilyen egyének általában hajlamosak arra, hogy kapcsolatukat legalábbis valamelyest kielégítőnek tekintsék. Mindazonáltal a jövőbeli kutatások megkísérelhetnék a kérdések tartalmának módosítását, hogy a tételek jobban megkülönböztessék a szerelmi komponensek átlagos szintjével rendelkező egyéneket. Negyedszer az STLS-15-öt csak romantikus kapcsolatban élő (azaz randevúzó, elkötelezett kapcsolatban élő vagy házas) egyéneken validálták, míg az eredeti STLS-45 a szerelem más típusait is megragadja (pl. anyai szeretet). További kutatásokra van szükség annak megállapítására, hogy az STLS-15 használható-e különböző típusú kapcsolatokban is, például azonos neműeknél, poliamor kapcsolatokban és a romantikus kontextustól eltérő kapcsolatokban, ezáltal igazodva annak a személynek a sajátosságaihoz, akire az egyén szerelme irányul.
Irodalom
Al-Darmaki, F. R., Hassane, S. H., Ahammed, S., Abdullah, A. S., Yaaqeib, S. I., & Dodeen, H. (2016). Marital satisfaction in the United Arab Emirates: Development and validation of a culturally relevant scale. Journal of Family Issues, 37(12), 1703–1729. https://doi.org/10.1177/0192513X14547418.
Amato, P. R., & Keith, B. (1991). Parental divorce and the well-being of children: A meta-analysis. Psychological Bulletin, 110(1), 26–46. https://doi.org/10.1037/0033-2909.110.1.26.
American Psychological Association (2002). Ethical principles of psychologists and code of conduct. American Psychologist, 57(12), 1060–1073. https://doi.org/10.1037/0003-066X.57.12.1060.
Arriaga, X. B. (2001). The ups and downs of dating: Fluctuations in satisfaction in newly formed romantic relationships. Journal of Personality and Social Psychology, 80(5), 754–765. https://doi.org/10.1037/0022-3514.80.5.754.
Askarpour, A., & Mohammadipour, M. (2016). Psychometric properties of Sternberg love scale. Journal of Fundamental and Applied Sciences, 8(4), 2036–2047. https://doi.org/10.4314/jfas.v8i2s.164.
Auersperg, F., Vlasak, T., Ponocny, I., & Barth, A. (2019). Long-term effects of parental divorce on mental health – A meta-analysis. Journal of Psychiatric Research, 119, 107–115. https://doi.org/10.1016/j.jpsychires.2019.09.011.
Benjamini, Y., & Hochberg, Y. (1995). Controlling the false discovery rate: A practical and powerful approach to multiple testing. Journal of the Royal Statistical Society: Series B (Methodological), 57(1), 289–300. https://doi.org/10.1111/j.2517-6161.1995.tb02031.x.
Bernard, J. (1982). The future of marriage. New Haven: Yale University Press.
Bertoni, A., Barni, D., Bodenmann, G., Charvoz, L., Gagliardi, S., Iafrate, R., & Rosnati, R. (2007). Comunicazione dello stress, coping diadico e benessere della coppia: Uno studio cross-sectional e cross-nazionale. [Stress communication, dyadic, and couple well-being: A cross-sectional and cross-national study]. Età Evolutiva, 86, 58–66.
Bode, A., & Kushnick, G. (2021). Proximate and ultimate perspectives on romantic love. Frontiers in Psychology, 12, Article 573123. https://doi.org/10.3389/FPSYG.2021.573123.
Bodenmann, G. (1997). Dyadic coping – a systemic-transactional view of stress and coping among couples: Theory and empirical findings. European Review of Applied Psychology, 47(2), 137–140.
Bodenmann, G. (2005). Dyadic coping and its significance for marital functioning. In T. A. Revenson, K. Kayser, & G. Bodenmann (Eds.), Decade of behavior. Couples coping with stress: Emerging perspectives on dyadic coping (pp. 33–49). American Psychological Association. https://doi.org/10.1037/11031-002.
Bodenmann, G., & Cina, A. (2000). Stress und Coping als Pradiktoren fur Scheidung: Eine prospektive Funf-Jahres-Langsschnittstudie. (Stress and coping as predictors of divorce: A 5-year prospective longitudinal study). Zeitschrift fur Familienforschung, 12(2), 5–20.
Bodenmann, G., Pihet, S., & Kayser, K. (2006). The relationship between dyadic coping and marital quality: A 2-year longitudinal study. Journal of Family Psychology, 20(3), 485–493. https://doi.org/10.1037/0893-3200.20.3.485.
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.
Burisch, M. (1997). Test length and validity revisited. European Journal of Personality, 11(4), 303–315. https://doi.org/10.1002/(SICI)1099-0984(199711)11:4<303::AID-PER292>3.0.CO;2-#.
Buss, D. M. (1989). Sex differences in human mate preferences: Evolutionary hypotheses tested in 37 cultures. Behavioral and Brain Sciences, 12(1), 1–49. https://doi.org/10.1017/S0140525X00023992.
Buss, D. M. (2006). The evolution of love. In R. J. Sternberg, & K. Weis (Eds.), The new psychology of love (pp. 65–86). New Haven: Yale University Press.
Byers, E. S. (2005). Relationship satisfaction and sexual satisfaction: A longitudinal study of individuals in long-term relationships. Journal of Sex Research, 42(2), 113–118. https://doi.org/10.1080/00224490509552264.
Campbell, K., & Kaufman, J. (2017). Do you pursue your heart or your art? Creativity, personality, and love. Journal of Family Issues, 38(3), 287–311. https://doi.org/10.1177/0192513X15570318.
Clemente, M., Gandoy-Crego, M., Bugallo-Carrera, C., Reig-Botella, A., & Gomez-Cantorna, C. (2020). Types of love as a function of satisfaction and age. PsyCh Journal, 9(3), 402–413. https://doi.org/10.1002/pchj.338.
Cronbach, L. J. (1951). Coefficient alpha and the internal structure of tests. Psychometrika, 16(3), 297–334. https://doi.org/10.1007/BF02310555.
Cronbach, L. J., & Meehl, P. E. (1955). Construct validity in psychological tests. Psychological Bulletin, 52(4), 281–302. https://doi.org/10.1037/h0040957.
Davis, D., Shaver, P. R., & Vernon, M. L. (2004). Attachment style and subjective motivations for sex. Personality & Social Psychology Bulletin, 30, 1076–1090. https://doi.org/10.1177/0146167204264794.
Denney, N. W., Field, J. K., & Quadagno, D. (1984). Sex differences in sexual needs and desires. Archives of Sexual Behavior, 13(3), 233–245. https://doi.org/10.1007/BF01541650.
Diener, E., & Lucas, R. E. (2000). Explaining differences in societal levels of happiness: Relative standards, need fulfillment, culture and evaluation theory. Journal of Happiness Studies, 1(1), 41–78. https://doi.org/10.1023/A:1010076127199.
Falconier, M. K., & Kuhn, R. (2019). Dyadic coping in couples: A conceptual integration and a review of the empirical literature. In G. Bodenmann, M. K. Falconier, & A. K. Randall (Eds.), Dyadic coping: A collection of recent studies. Lausanne: Frontiers Media. https://doi.org/10.3389/fpsyg.2019.00571.
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.
Feybesse, C., & Hatfield, E. (2019). Passionate love. In R. J. Sternberg, & K. Sternberg (Eds.), The new psychology of love (2nd ed., pp. 183–207). Cambridge University Press. https://doi.org/10.1017/9781108658225.010.
Fletcher, G. J. O., Simpson, J. A., Campbell, L., & Overall, N. C. (2015). Pair-bonding, romantic love, and evolution: The curious case of homo sapiens. Perspectives on Psychological Science, 10(1), 20–36. https://doi.org/10.1177/1745691614561683.
Fowers, B. J. (1991). His and her marriage: A multivariate study of gender and marital satisfaction. Sex Roles, 24(3–4), 209–221. https://doi.org/10.1007/BF00288892.
Gallacher, D., & Gallacher, J. (2011). Are relationships good for your health? BMJ, 342, Article d404. https://doi.org/10.1136/sbmj.d404.
Glenn, N. D. (1990). Quantitative research on marital quality in the 1980s: A critical review. Journal of Marriage and the Family, 52(4), 818–831.
Gouveia, V. V., Fonsêca, P. N., Cavalcanti, J. P. N., Diniz, P. K. C., & Dória, L. C. (2009). Versão abreviada da Escala Triangular do Amor: evidências de validade fatorial e consistência interna. Estudos de Psicologia (UFRN), 14, 31–39.
Graham, J. M. (2011). Measuring love in romantic relationships: A meta-analysis. Journal of Social and Personal Relationships, 28(6), 748–771. https://doi.org/10.1177/0265407510389126.
Graham, J. M., & Christiansen, K. (2009). The reliability of romantic love: A reliability generalization meta-analysis. Personal Relationships, 16(1), 49–66. https://doi.org/10.1111/j.1475-6811.2009.01209.x.
Hatfield, E., Bensman, L., & Rapson, R. L. (2012). A brief history of social scientists’ attempts to measure passionate love. Journal of Social and Personal Relationships, 29(2), 143–164. https://doi.org/10.1177/0265407511431055.
Hatfield, E., Luckhurst, C., & Rapson, R. L. (2010). Sexual motives: Cultural, evolutionary, and social psychological perspectives. Sexuality and Culture, 14, 173–190. https://doi.org/10.1007/s12119-010-9072-z.
Hatfield, E., & Sprecher, S. (1986). Measuring passionate love in intimate relationships. Journal of Adolescence, 9(4), 383–410. https://doi.org/10.1016/S0140-1971(86)80043-4.
Hendrick, C., & Hendrick, S. (1986). A theory and method of love. Journal of Personality and Social Psychology, 50(2), 392–402. https://doi.org/10.1037/0022-3514.50.2.392.
Hendrick, C., & Hendrick, S. S. (2003). Romantic love: Measuring Cupid’s arrow. In S. J. Lopez, & C. R. Snyder (Eds.), Positive psychological assessment: A handbook of models and measures (pp. 235–249). American Psychological Association.
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.
Impett, E. A., Peplau, L. A., & Gable, S. L. (2005). Approach and avoidance sexual motives: Implications for personal and interpersonal well-being. Personal Relationships, 12(4), 465–482. https://doi.org/10.1111/j.1475-6811.2005.00126.x.
Jackson, S. E., Steptoe, A., & Wardle, J. (2015). The influence of partner’s behavior on health behavior change: The English longitudinal study of ageing. JAMA Internal Medicine, 175(3), 385–392. https://doi.org/10.1001/JAMAINTERNMED.2014.7554.
Jankowiak, W. (2023). Is the pair bond a human universal? An analytical essay. International Review of Psychiatry, 35(1), 16–24. https://doi.org/10.1080/09540261.2023.2176743.
Jankowiak, W. R., & Fischer, E. F. (1992). A cross-cultural perspective on romantic love. Ethnology, 31(2), 149–155. https://doi.org/10.2307/3773618.
Jonason, P. K., & Webster, G. (2010). The dirty dozen: A concise measure of the Dark Triad. Psychological Assessment, 22(2), 420–432. https://doi.org/10.1037/a0019265.
Julian, L. J. (2011). Measures of anxiety: State-trait anxiety inventory (STAI), beck anxiety inventory (BAI), and hospital anxiety and depression scale-anxiety (HADS-A). Arthritis Care & Research, 63(S11), S467–S472. https://doi.org/10.1002/acr.20561.
Kansky, J. (2018). What’s love got to do with it? Romantic relationships and well-being. In E. Diener, S. Oishi, & L. Tay (Eds.), Handbook of well-being (pp. 619–642). DEF Publishers.
Kaufman, G. (2000). Do gender role attitudes matter? Family formation and dissolution among traditional and egalitarian men and women. Journal of Family Issues, 21(1), 128–144. https://doi.org/10.1177/019251300021001006.
Keller, J., Hohl, D. H., Hosoya, G., Heuse, S., Scholz, U., Luszczynska, A., & Knoll, N. (2020). Long-term effects of a dyadic planning intervention with couples motivated to increase physical activity. Psychology of Sport and Exercise, 49, Article 101710. https://doi.org/10.1016/j.psychsport.2020.101710.
Klusmann, D. (2002). Sexual motivation and the duration of partnership. Archives of Sexual Behavior, 31(3), 275–287. https://doi.org/10.1023/A:1015205020769.
Kowal, M., Sorokowski, P., Dinić, B. M., Pisanski, K., Gjoneska, B., Frederick, D., … Sternberg, R. (2022). Validation of the short version (TLS-15) of the triangular love scale (TLS-45) across 37 languages. Archives of Sexual Behavior. https://doi.org/10.1007/s10508023-02702-7.
Kravdal, Ø., Wörn, J., & Reme, B. A. (2023). Mental health benefits of cohabitation and marriage: A longitudinal analysis of Norwegian register data. Population Studies, 77(1), 91–110. https://doi.org/10.1080/00324728.2022.2063933.
Lawrence, E. M., Rogers, R. G., Zajacova, A., & Wadsworth, T. (2019). Marital happiness, marital status, health, and longevity. Journal of Happiness Studies, 20(5), 1539–1561. https://doi.org/10.1007/s10902-018-0009-9.
Lee, J. A. (1973). The colors of love: An exploration of the ways of loving. Toronto, Ontario, Canada: New Press.
Leigh, B. C. (1989). Reasons for having and avoiding sex: Gender, sexual orientation, and relationship to sexual behavior. Journal of Sex Research, 26, 199–209. https://doi.org/10.1080/00224498909551506.
Lemieux, R., & Hale, J. L. (1999). Intimacy, passion, and commitment in young romantic relationships: Successfully measuring the triangular theory of love. Psychological Reports, 85(2), 497–503. https://doi.org/10.2466/pr0.1999.85.2.497.
Levy, P. (1968). Short-form tests: A methodological review. Psychological Bulletin, 69(6), 410–416. https://doi.org/10.1037/h0025736.
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.
Martos, T., Sallay, V., Nistor, M., & Józsa, P. (2012). Párkapcsolati megküzdés és jóllét – a Páros Megküzdés Kérdőív magyar változata. Psychiatria Hungarica, 27(6), 446–458.
Martos, T., Sallay, V., Szabó, T., Lakatos, Cs., & Tóth-Vajna, R. (2014). Psychometric characteristics of the Hungarian version of the relationship assessment scale (RAS-H) [A Kapcsolati Elégedettség Skála magyar változatának (RAS-H) pszichometriai jellemzői]. Mentálhigiéné és Pszichoszomatika, 15(3), 245–258. https://doi.org/10.1556/Mental.15.2014.3.6.
Masuda, M. (2003). Meta-analyses of love scales: Do various love scales measure the same psychological constructs? Japanese Psychological Research, 45(1), 25–37. https://doi.org/10.1111/1468-5884.00030.
Mattingly, B. A., McIntyre, K. P., Knee, C. R., & Loving, T. J. (2019). Implicit theories of relationships and self-expansion: Implications for relationship functioning. Journal of Social and Personal Relationships, 36(6), 1579–1599. https://doi.org/10.1177/0265407518768079.
Mattson, R. E., Rogge, R. D., Johnson, M. D., Davidson, E. K. B., & Fincham, F. D. (2013). The positive and negative semantic dimensions of relationship satisfaction. Personal Relationships, 20(2), 328–355. https://doi.org/10.1111/j.1475-6811.2012.01412.x.
Merino, M. D., & Privado, J. (2020). Is love triarchic or monarchical-hierarchical? A proposal of a general factor of love and a scale to measure it. The Spanish Journal of Psychology, 23, Article e10. https://doi.org/10.1017/SJP.2020.3.
Merz, C. A., Meuwly, N., Randall, A. K., & Bodenmann, G. (2014). Engaging in dyadic coping: Buffering the impact of everyday stress on prospective relationship satisfaction. Family Science, 5(1), 30–37. https://doi.org/10.1080/19424620.2014.927385.
Meskó, N. (2013). Szex és lélek. A párkapcsolatok pszichológiája. Pécs: Pro Pannónia.
Meskó, N., Szatmári, D., & Láng, A. (2016). Miért szexelnek az emberek? – Újratöltve. A szexuális motiváció kérdőív magyar adaptációjának rövid változata (YSEX?-HSF). Magyar Pszichológiai Szemle, 71(4), 629–675. https://doi.org/10.1556/0016.2016.71.4.3.
Meskó, N., & Zsidó, A. N. (2022). Adaptív algoritmusok a párválasztásban: A Szerelmi Attitűdök Kérdőív magyar rövid változata (LAS-HSF). Magyar Pszichológiai Szemle, 77(3), 385–403. https://doi.org/10.1556/0016.2022.00030.
Meston, C. M., & Buss, D. M. (2007). Why humans have sex. Archives of Sexual Behavior, 36(4), 477–507. https://doi.org/10.1007/s10508-007-9175-2.
Montgomery, M. J. (2005). Psychosocial intimacy and identity: From early adolescence to emerging adulthood. Journal of Adolescent Research, 20(3), 346–374. https://doi.org/10.1177/0743558404273118.
Morgado, F. F. R., Meireles, J. F. F., Neves, C. M., Amaral, A. C. S., & Ferreira, M. E. C. (2017). Scale development: Ten main limitations and recommendations to improve future research practices. Psicologia: Reflexão e Crítica, 30(3), 1–20. https://doi.org/10.1186/s41155-016-0057-1.
Myers, D. G. (1992). The pursuit of happiness: Who is happy and why. New York: William Morrow.
Neto, F., & Pinto, M. C. (2015). Satisfaction with love life across the adult life span. Applied Research in Quality of Life, 10, 289–304. https://doi.org/10.1007/s11482-014-9314-6.
Ng, K. M., Loy, J. T. C., MohdZain, Z., & Cheong, W. (2013). Gender, race, adult attachment, and marital satisfaction among Malaysians. The Family Journal, 21(2), 198–207. https://doi.org/10.1177/1066480712468268.
Norton, R. (1983). Measuring marital quality: A critical look at the dependent variable. Journal of Marriage and the Family, 45(1), 141–151. https://doi.org/10.2307/351302.
Oravecz, Z., Dirsmith, J., Heshmati, S., Vandekerckhove, J., & Brick, T. R. (2020). Psychological well-being and personality traits are associated with experiencing love in everyday life. Personality and Individual Differences, 153, Article 109620. https://doi.org/10.1016/j.paid.2019.109620.
Őry, F., Happ, Z., Zsidó, A. N., & Meskó, N. (2022). A Sternberg-féle szerelem kérdőív magyar változata (STLS-H). Magyar Pszichológiai Szemle, 77(1), 53–79. https://doi.org/10.1556/0016.2022.00003.
Overbeek, G., Ha, T., Scholte, R., de Kemp, R., & Engels, R. C. (2007). Brief report: Intimacy, passion, and commitment in romantic relationships — Validation of a ‘triangular love scale’ for adolescents. Journal of Adolescence, 30(3), 523–528. https://doi.org/10.1016/j.adolescence.2006.12.002.
Rehman, U. S., Janssen, E., Newhouse, S., Heiman, J., Holtzworth-Munroe, A., Fallis, E., & Rafaeli, E. (2011). Marital satisfaction and communication behaviors during sexual and nonsexual conflict discussions in newlywed couples: A pilot study. Journal of Sex & Marital Therapy, 37(2), 94–103. https://doi.org/10.1080/0092623X.2011.547352.
Rickham, P. P. (1964). Human experimentation. Code of ethics of the world medical association. Declaration of Helsinki. British Medical Journal, 2(5402), 177. https://doi.org/10.1136/bmj.2.5402.177.
Rolstad, S., Adler, J., & Ryden, A. (2011). Response burden and questionnaire length: Is shorter better? A review and meta-analysis. Value in Health, 14(8), 1101–1108. https://doi.org/10.1016/j.jval.2011.06.003.
Rostami, A., Ghazinour, M., Nygren, L., & Richter, J. (2014). Marital satisfaction with a special focus on gender differences in medical staff in Tehran, Iran. Journal of Family Issues, 35(14), 1940–1958. https://doi.org/10.1177/0192513X13483292.
Saucier, G. (1994). Mini-markers: A brief version of Goldberg’s unipolar Big-Five markers. Journal of Personality Assessment, 63(3), 506–516. https://doi.org/10.1207/s15327752jpa6303_8.
Schumm, W. R., Paff-Bergen, L. A., Hatch, R. C., Obiorah, F. C., Copeland, J. M., Meens, L. D., & Bugaighis, M. A. (1986). Concurrent and discriminant validity of the Kansas Marital satisfaction scale. Journal of Marriage and the Family, 48(2), 381–387. https://doi.org/10.2307/352405.
Soloski, K. L., Pavkov, T. W., Sweeney, K. A., & Wetchler, J. L. (2013). The social construction of love through intergenerational processes. Contemporary Family Therapy, 35, 773–792. https://doi.org/10.1007/s10591-013-9247-5.
Sorokowski, P., Sorokowska, A., Karwowski, M., Groyecka, A., Aavik, T., Akello, G., … Sternberg, R. J. (2021). Universality of the triangular theory of love: Adaptation and psychometric properties of the Triangular Love Scale in 25 countries. Journal of Sex Research, 58(1), 106–115. https://doi.org/10.1080/00224499.2020.1787318.
Soyer, M., & Gizir, C. A. (2021). A study on the Turkish adaptation, validity, and reliability of two versions of triangular love scale. International Journal of Progressive Education, 17(2), 69–82. https://doi.org/10.29329/ijpe.2021.332.5.
Sternberg, R. J. (1988). Triangulating love. In R. J. Sternberg, & M. L. Barnes (Eds.), The psychology of love (pp. 119–138). New Haven: Yale University Press.
Sternberg, R. J. (1997). Construct validation of a triangular love scale. European Journal of Social Psychology, 27(3), 313–335. https://doi.org/10.1002/(SICI)1099-0992(199705)27:3<313::AID-EJSP824>3.0.CO;2-4.
Tamir, M., Schwartz, S. H., Oishi, S., & Kim, M. Y. (2017). The secret to happiness: Feeling good or feeling right? Journal of Experimental Psychology: General, 146(10), 1448–1459. https://doi.org/10.1037/xge0000303.
Taniguchi, H., & Kaufman, G. (2014). Gender role attitudes, troubles talk, and marital satisfaction in Japan. Journal of Social and Personal Relationships, 31(7), 975–994. https://doi.org/10.1177/0265407513516559.
Thorne, S. R., Hegarty, P., & Hepper, E. G. (2019). Equality in theory: From a heteronormative to an inclusive psychology of romantic love. Theory & Psychology, 29(2), 240–257. https://doi.org/10.1177/0959354319826725.
Trost, J. E. (1986). What holds marriages together? Acta Sociologica, 29(4), 303–310. https://doi.org/10.1177/000169938602900402.
Whiteman, S. D., McHale, S. M., & Crouter, A. C. (2007). Longitudinal changes in marital relationships: The role of offspring’s pubertal development. Journal of Marriage and Family, 69(4), 1005–1020. https://doi.org/10.1111/j.1741-3737.2007.00427.x.
Widmer, K., Cina, A., Charvoz, L., Shantinath, S., & Bodenmann, G. (2005). A model dyadic-coping intervention. In T. A. Revenson, K. Kayser, & G. Bodenmann (Eds.), Decade of behavior. Couples coping with stress: Emerging perspectives on dyadic coping (pp. 159–174). American Psychological Association.
Wilhelm, O., & Engle, R. W. (Eds.) (2004). Handbook of understanding and measuring intelligence. Sage Publications.
Wrzus, C., & Mehl, M. R. (2015). Lab and/or field? Measuring personality processes and their social consequences. European Journal of Personality, 29(2), 250–271. https://doi.org/10.1002/per.1986.
Yucel, D., & Latshaw, B. A. (2022). Mental health across the life course for men and women in married, cohabiting, and living apart together relationships. Journal of Family Issues. https://doi.org/10.1177/0192513X211068038.
1. függelék
A Sternberg-féle Szerelem Kérdőív rövid változata (STLS-15)
Ebben a kérdőívben a párkapcsolatokban végbemenő folyamatokra vagyunk kíváncsiak. Az alábbi állítások olvasása közben kérjük, gondoljon arra a személyre, akibe szerelmes vagy akihez szorosan kötődik (a párjára/házastársára). Értékelje az állításokkal való egyetértésének mértékét az alábbi skála segítségével, és válassza ki a megfelelő számot 1 (egyáltalán nem értek egyet) és 5 (teljes mértékben egyetértek) között.
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| Egyáltalán nem értek egyet | Teljes mértékben egyetértek |
Szerető kapcsolatot ápolok a párommal.
Jelentős érzelmi támogatást kapok a páromtól.
Nagyra becsülöm a páromat az életemben.
Kellemes a kapcsolatom a párommal.
Úgy érzem, a párom valóban megért engem.
A párommal való kapcsolatom rendkívül romantikus.
A páromat rendkívül vonzónak találom.
Elképzelhetetlennek tartom, hogy valaki más olyan boldoggá tudjon tenni, mint a párom.
Van valami szinte „varázslatos” a párommal való kapcsolatban.
A párommal való kapcsolatom szenvedélyes.
Biztos vagyok a párommal való kapcsolatom stabilitásában.
A párom iránti elkötelezettségemet szilárdnak érzem.
Biztos vagyok a párom iránt érzett szerelmemben.
A párommal való kapcsolatomat tartósnak látom.
Úgy érzem, felelősséggel tartozom a párom iránt.
Kiértékelési útmutató
Intimitás: 1, 2, 3, 4, 5
Szenvedély: 6, 7, 8, 9, 10
Elköteleződés: 11, 12, 13, 14, 15
2. függelék
A saját rövidített verzió faktortöltései (STLS-15 kilencfokú skálával)
| Factor loadings | ||||||||
| Factor | Indicator | Symbol | Estimate | Std. Error | z-value | p | 95% Confidence Interval | |
| Lower | Upper | |||||||
| Intimitás | love.02 | λ11 | 1,340 | 0,032 | 42,156 | <0,001 | 1,278 | 1,403 |
| love.06 | λ12 | 1,353 | 0,034 | 39,372 | <0,001 | 1,286 | 1,421 | |
| love.09 | λ13 | 1,031 | 0,027 | 37,558 | <0,001 | 0,977 | 1,085 | |
| love.11 | λ14 | 1,175 | 0,030 | 38,618 | <0,001 | 1,115 | 1,235 | |
| love.13 | λ15 | 1,388 | 0,034 | 41,369 | <0,001 | 1,322 | 1,454 | |
| Szenvedély | love.18 | λ21 | 1,590 | 0,034 | 46,303 | <0,001 | 1,523 | 1,658 |
| love.19 | λ22 | 1,061 | 0,027 | 38,849 | <0,001 | 1,008 | 1,115 | |
| love.21 | λ23 | 1,791 | 0,038 | 46,731 | <0,001 | 1,716 | 1,866 | |
| love.25 | λ24 | 1,581 | 0,035 | 45,269 | <0,001 | 1,513 | 1,650 | |
| love.28 | λ25 | 1,516 | 0,035 | 43,162 | <0,001 | 1,447 | 1,585 | |
| Elköteleződés | love.34 | λ31 | 1,323 | 0,034 | 38,500 | <0,001 | 1,255 | 1,390 |
| love.38 | λ32 | 1,514 | 0,039 | 39,275 | <0,001 | 1,438 | 1,589 | |
| love.40 | λ33 | 1,746 | 0,042 | 41,745 | <0,001 | 1,664 | 1,827 | |
| love.41 | λ34 | 1,613 | 0,040 | 40,423 | <0,001 | 1,535 | 1,691 | |
| love.43 | λ35 | 0,850 | 0,025 | 33,754 | <0,001 | 0,801 | 0,899 | |
A nemzetközi adatbázishoz tartozó magyar minta esetén a faktortöltések (STLS-15 ötfokú skálával)
| Factor loadings | |||||||
| Factor | Indicator | Estimate | Std. Error | z-value | p | 95% Confidence Interval | |
| Lower | Upper | ||||||
| Factor 1 | STLS_Love_1 | 0,669 | 0,028 | 23,981 | <0,001 | 0,615 | 0,724 |
| STLS_Love_2 | 0,793 | 0,031 | 25,902 | <0,001 | 0,733 | 0,853 | |
| STLS_Love_3 | 0,553 | 0,024 | 22,706 | <0,001 | 0,506 | 0,601 | |
| STLS_Love_4 | 0,701 | 0,028 | 25,297 | <0,001 | 0,647 | 0,756 | |
| STLS_Love_5 | 0,824 | 0,030 | 27,628 | <0,001 | 0,765 | 0,882 | |
| Factor 2 | STLS_Love_6 | 0,853 | 0,028 | 30,663 | <0,001 | 0,799 | 0,908 |
| STLS_Love_7 | 0,659 | 0,025 | 26,577 | <0,001 | 0,611 | 0,708 | |
| STLS_Love_8 | 1,002 | 0,031 | 32,008 | <0,001 | 0,941 | 1,064 | |
| STLS_Love_9 | 0,969 | 0,031 | 31,575 | <0,001 | 0,909 | 1,029 | |
| STLS_Love_10 | 0,864 | 0,029 | 29,446 | <0,001 | 0,807 | 0,922 | |
| Factor 3 | STLS_Love_11 | 0,918 | 0,033 | 27,834 | <0,001 | 0,853 | 0,982 |
| STLS_Love_12 | 0,871 | 0,032 | 26,962 | <0,001 | 0,808 | 0,934 | |
| STLS_Love_13 | 0,947 | 0,035 | 27,327 | <0,001 | 0,879 | 1,015 | |
| STLS_Love_14 | 0,823 | 0,031 | 26,568 | <0,001 | 0,763 | 0,884 | |
| STLS_Love_15 | 0,495 | 0,024 | 20,673 | <0,001 | 0,448 | 0,542 | |
