Abstract
Háttér: A világban és a társadalomban való eligazodáshoz szükséges tudás megszerzésében alapvető szerepet játszik a gondviselő felé irányuló episztemikus bizalom kialakulása. A serdülőkor kiemelten fontos időszak ebből a szempontból. Célunk az episztemikus bizalom mérésére szolgáló kérdőív magyar nyelvű adaptációja volt. Módszer: A vizsgálatban kényelmi mintavétellel összesen 831 fő vett részt, kis serdülők (N = 342, Méletkor = 12,5, SD = 1,24) és serdülők (N = 489, Méletkor = 16,7, SD = 1,21), ebből 41% fiú és 59% lány. A résztvevők kitöltötték az Episztemikus Bizalom, Bizalmatlanság és Hiszékenység Kérdőív magyar változatát, a Mentalizáció Multidimenzionális Kérdőívét, a Torontói Alexitímia Skálát, a Rosenberg Önértékelés Skálát és az Általános Énhatékonyság Skálát. Ellenőriztük a kérdőív szerkezetét és megbízhatóságát, a nemi különbségeket és a pszichológiai változóval való kapcsolatát. Eredmények: Vizsgálatunk csak a 15–18 éves serdülők korosztályában erősítette meg az eredeti háromfaktoros szerkezetet, amelyet a bizalom, a bizalmatlanság és a hiszékenység skálák alkotnak, a teljes kérdőív 15 tételt tartalmaz. Az episztemikus bizalom pozitív összefüggést jelez a reflektivitással és a kapcsolati összehangoltsággal. A bizalmatlanság pozitív kapcsolata igazolódott a reflektivitással, a szegényes mentalizációval, az érzelmek azonosításának és kifejezésének nehézségével, negatív kapcsolata pedig az önértékeléssel. Az episztemikus hiszékenység az érzelmi diszkontrollal és az érzelmek azonosításának nehézségével mutat pozitív együttjárást. Az énhatékonyság elhanyagolható mértékű összefüggést mutatott a vizsgált változókkal. Következtetések: Az eredmények alapján a kérdőív alkalmas az episztemikus bizalom vizsgálatára serdülők körében.
Bevezetés
A gyermeki és felnőtt személyiség kialakulásához számos tényező hozzájárul, melyek közül kiemelkedő szerepet kap a biztonságos kötődés és a megfelelő érzelmi tükrözés tapasztalata (Campbell és mtsai, 2021; Fonagy és mtsai, 2020; Luyten és Fonagy, 2022). A fejlődést biztosító környezet meghatározó, hiszen információval szolgál a gyermek számára önmagáról és az őt körülvevő világ biztonságosságáról. A megtartó, optimális fejlődést biztosító közeg a kötődési stílus reprezentációját tartalmazó belső munkamodell kialakításán túl azokat a feltételeket is megteremti, amelyek lehetővé teszik, hogy a gyermek és későbbiekben a felnőtt képes legyen élni a társas tanulás nyújtotta előnyökkel. Csibra és Gergely (2007) nyomán a természetes pedagógia (angolul natural pedagogy) folyamatában a gondviselő olyan referenciaszemélynek tekinthető, akiben a gyermek megbízik, és aki olyan információ forrása, amely az adott kulturális közegben hiteles, igaz és általánosítható. A megbízhatóság alapja a gyermek saját tapasztalata, miszerint az őt gondozó felnőtt megérti és ismeri őt (Schröder-Pfeifer és mtsai, 2018). A megértettség percepciója alakítja ki az ismereten alapuló, episztemikus bizalom érzését, miközben megnyílik egy sajátos kapcsolódás, az episztemikus csatorna a gondozó és a gyermek között, ami a társas tanulás médiuma lesz (Fonagy és mtsai, 2020). Az episztemikus bizalom a társadalom működéséről szolgál információval, a világban való sikeres eligazodáshoz szükséges tudás relevanciájába és a tudást átadó személy hitelességébe vetett bizalmat is jelenti, ezáltal az énkép alakulásának folyamatában is meghatározó forrásként tekinthetünk rá (Kampling és mtsai, 2022).
Az episztemikus bizalom a korai gyermekévekben a kötődési kapcsolatokban formálódik. Kialakulásának elmaradása vagy az episztemikus bizalom sérülése negatív irányban befolyásolhatja a gyermek egészséges pszichés fejlődését, továbbá olyan pszichopatológia kialakulásához vezethet, amelyben közös a kommunikáció zavara és a személyközi információba vetett bizalom hiánya, ami könnyen tetten érhető a féltékenység, a félreértettség érzésének esetleges későbbi megjelenésében, illetve a másik érzelmi állapotainak téves azonosításában, kétértelmű helyzetek negatív értékelésében (Campbell és mtsai, 2021; Sperber és mtsai, 2010).
A serdülőkor meghatározó időszak a személyiségfejlődés szempontjából, amiben az identitás, a gondolkodás és a társas kapcsolatok is jelentős változásokon mennek keresztül (Sharp és Rossouw, 2020). Serdülőkorra a kötődési személyek és az episztemikus bizalommal felruházott referenciaszemélyek köre kibővül, az egyén számára megbízható forrássá válnak a kortársak és a családon kívüli más, fontos személyek is, így a tőlük érkező információk jelentősen alakíthatják a serdülők gondolkodási és észlelési folyamatait. Ugyanakkor ebben az időszakban a kommunikációba vetett bizalom jellegzetességei már befolyásolják a környezetből érkező ingerek percepcióját is (Fonagy, 2002; Sharp és Rossouw, 2020).
Az episztemikus bizalomról alkotott elméleti koncepció alapján (Campbell és mtsai, 2021) az egyén annál nyitottabb a szociális környezetére, minél nagyobb benne az események, mentális állapotok és mások kognitív és affektív állapotai megértésének igénye. A kommunikációba vetett bizalom mellett azonban fontos készség az információ hitelességének kritikus kezelése, amely az episztemikus vigilancia adaptív funkciója, ez segít abban, hogy védekezzünk a rosszindulattal vagy tudatlanságból fakadó hamis információval szemben (Campbell és mtsai, 2021; Sperber és mtsai, 2010). Míg az episztemikus bizalom lehetővé teszi, hogy az egyén jóindulatú szociális környezetben, megfelelően szelektív módon nyitott legyen a társas tanulásra, addig az episztemikus bizalmatlanság azt a tendenciát mutatja, amikor bármilyen információt a másik személytől megbízhatatlannak és rosszindulatúnak tartunk, ezzel kitéve magunkat a mások kommunikációja általi manipulálhatóságnak, mivel minden információt hibás módon elkerülünk vagy tagadunk. Az episztemikus hiszékenység esetén az éberség és a diszkrimináció hiánya a jellemző, ami megnöveli a dezinformáltságra és a kihasználtságra való esélyt (Campbell és mtsai, 2021). Az episztemikus bizalmatlanság hátterében leggyakrabban a bizonytalan kötődési kapcsolat és a nem megfelelő tükröző viselkedés áll, és a kommunikációban való alapvető és mindent átható bizalmatlansághoz vezet (Bo és mtsai, 2017b). Ez a bizalmatlanság képtelenné teszi a gyermeket arra, hogy a szociális és személyes jelentőséggel bíró információban megbízzon.
Az episztemikus bizalom fogalmának bevezetésével a mentalizációalapú szemlélet és a pszichopatológiai megközelítés új lehetőségekkel gazdagodott (Schröder-Pfeifer és mtsai, 2018). Az adott pszichopatológiás állapot kialakulásának elsődleges rizikófaktora a továbbiakban már nem önmagában a kötődés vagy a mentalizáció sérülése, hanem az ezek mögött felfedezhető korai kommunikációs mintázatok sajátos torzulása, amely az episztemikus bizalom, bizalmatlanság és hiszékenység fogalmaival jól megragadható (Bo és mtsai, 2017b; Fonagy és mtsai, 2017; Fonagy és Campbell, 2017). Az episztemikus bizalom protektív hatásának vizsgálatához fontosnak érezzük az egészséges populáció vizsgálatát, hiszen így nemcsak a normalitás határain túlmutató jelenségekkel kapcsolatban tehetünk megállapításokat, hanem információt kaphatunk a reziliens és a tipikus fejlődésről is. Hauser és munkatársai (2006) reziliens fiatalok narratíváját tanulmányozva három kiemelt jellemzőt azonosítottak. A reflektivitás a saját és mások viselkedésének megértésére irányuló törekvés, a mentalizálás színvonala. Az ágencia az énhatékonyság érzése, az a meggyőződés, hogy hatékonyan beleavatkozhatunk saját életünkbe. A harmadik tényező, a kapcsolatok iránti elköteleződés révén az észlelt társas támogatás hasznosítható. A reziliens fejlődés ezen három aspektusa a személyközi kommunikáció hasznosításán keresztül kapcsolható az episztemikus bizalom koncepciójához, amennyiben figyelembe vesszük, hogy a nehézségek hatékony leküzdéséhez elengedhetetlen az önmagamról és a világról kapott információk rugalmas beépítése a korábban kialakított reprezentációs rendszerbe (Fonagy és Campbell, 2017).
A reflektivitás, az ágencia és a társas kapcsolatok reziliens hatásait az érzelemszabályozás és a megküzdés vizsgálatai is alátámasztották. Rodríguez-Alcántara és munkatársai (2020) az érzelmi szabályozás és megküzdés kapcsolatát keresték serdülők stresszmodellekre adott válaszai között. Vizsgálatuk alapján az érzelemszabályozásnak – főleg a negatív érzelmek esetén – nagyobb mértékű a mediáló szerepe a serdülők stresszel való megküzdésében. Az alkalmazott megküzdési stratégiákat befolyásolhatja az egyén észlelése arról, mekkora kontrollal rendelkezik egy adott szituáció felett, ebben a társas támogatás szerepe érvényesül, azon fontos mások véleménye, akikben a serdülő megbízik, és akik releváns segítséget tudnak nyújtani a számára. A társas partnerek válaszmintái és koordinációja alapján kialakul a serdülőnek az interperszonális repertoárja arra vonatkozóan, hogy egy adott helyzetben milyen segítségre van szüksége, és azt kitől kaphatja meg. Később a már bensővé tett forgatókönyvek által erősödik meg az ágencia érzése. A mindennapi stresszorok és a társadalmi nyomás pedig a maladaptív megküzdési stratégiák megjelenéséhez járulnak hozzá (Zimmer-Gembeck és Skinner, 2016).
Az episztemikus bizalom és az érzelemszabályozás kapcsolatának feltárása kezdetben a kötődési kapcsolatok sajátosságainak mentén valósult meg. Míg az élet korai szakaszában a szülő feladata a gyermek érzelemszabályozásának támogatása a külvilág felfedezése során megélt nehézségek keltette érzelmek kezelésében (Bowlby, 2009; Winnicott, 1999), addig serdülőkorban ezen funkciók egy része már a kortárskapcsolatban jelenik meg. Serdülőkkel végzett kutatások alapján a szülők és kortársak iránti bizalom növekedése az impulzivitás és reaktivitás, illetve az intra- és interperszonális jelenségekkel való túlzott törődés mérséklésével, azaz a borderline tünetek csökkenésével járt együtt (Bo és mtsai, 2017a; Li és mtsai, 2023). A COVID időszakában tapasztalt kényszerű szociális izoláció során a szülőkbe vetett alacsonyabb bizalom az észlelt stressz növekedésével és az érzelemszabályozás fokozódó nehézségével korrelált (Locati és mtsai, 2022).
A fejlődési pszichopatológia episztemikus bizalom modelljének elméleti keretében a zavarok egy része az episztemikus bizalmatlanság magas szintjében nyilvánulhat meg, ami a kommunikáció elutasításához vagy elkerüléséhez vezethet. A zavarok másik része a túlzott episztemikus hiszékenységhez köthető, ami során az egyének az információkat nem kellő megkülönböztetéssel fogadják, ami a félrevezetés vagy kizsákmányolás iránti kiszolgáltatottsággal járhat (Campbell és mtsai, 2021). Az episztemikus bizalmatlanság és a hiszékenység a pszichopatológiai tünetek jelentős prediktorai, az általános pszichológiai sebezhetőség, érzelmi diszreguláció és a distressz mechanizmusain keresztül járulnak hozzá a pszichopatológiához (Campbell és mtsai, 2021; Liotti, Milesi és mtsai, 2023; Parolin és mtsai, 2023). A magas episztemikus bizalmatlanság és hiszékenység internalizációs tünetekkel jár együtt, amit az érzelemszabályozási nehézségek mediálnak (Parolin és mtsai, 2023).
Az Episztemikus Bizalom, Bizalmatlanság és Hiszékenység Kérdőív (ETMCQ)
A kérdőív eredeti változatát Campbell és munkatársai (2021) készítették el a kommunikált tudásba vetett bizalom mérésére. A mérőeszköz végső szerkezetét két vizsgálat során, összesen 1205 felnőtt adatainak felhasználásával alakították ki. A feltáró faktoranalízis három faktort azonosított, amelyek az episztemikus bizalom, episztemikus bizalmatlanság és episztemikus hiszékenység elnevezést kapták. A megerősítő faktoranalízis és a megbízhatóságra vonatkozó vizsgálatok igazolták a mérőeszköz megfelelő pszichometriai sajátosságait és az elméleti keretnek megfelelő faktorstruktúrát az első mintán. A bizalom és a bizalmatlanság skálák esetében a validáló mintán negatív irányú, erős korreláció igazolódott, a bizalmatlanság és hiszékenység skála között is szignifikáns kapcsolatot találtak, míg a bizalom és a hiszékenység esetén nem volt látható együtt járás. A második mintán végzett megerősítő faktorelemzés hasonló eredményeket mutatott.
A belső konzisztencia vizsgálatához számított Cronbach-α mutató is elfogadhatónak bizonyult a teljes skála és az alskálák esetében is. Mindezeken túl a vizsgálat eredményei alátámasztották az episztemikus bizalom mediáló szerepét a gyermekkori traumás élmények és a pszichés zavarok kialakulása között (Campbell és mtsai, 2021).
Az Episztemikus Bizalom, Bizalmatlanság és Hiszékenység kérdőív eredeti változatát felnőtt mintán dolgozták ki. 2021-es megjelenése óta korlátozott számú vizsgálat eredményei érhetők el. Olasz nyelvű változata felnőtt mintán készült (Liotti, Milesi és mtsai, 2023), azonban a későbbiekben 13–19 éves serdülőkkel végzett kutatásokban ugyanezzel a mérőeszközzel igazolták a mentalizált affektivitás és az episztemikus bizalom (Liotti, Fiorini Bincoletto és mtsai, 2023), valamint az episztemikus bizalom, az érzelemregulációs nehézségek és az internalizáló tünetek kapcsolatát (Parolin és mtsai, 2023).
A kérdőívvel végzett további vizsgálatok alapján egészséges felnőtt mintán az episztemikus bizalom színvonala kapcsolatban áll az üldöztetéses gondolatok megjelenésével (Brauner és mtsai, 2023; Hauschild és mtsai, 2023; Kampling és mtsai, 2024), valamint a poszttraumás stressz kialakulásával (Kampling és mtsai, 2022). Pszichoszomatikus betegek rehabilitációs folyamatában igazolódott az episztemikus bizalom szerepe (Riedl és mtsai, 2024). További vizsgálatok megerősítették a traumás gyermekkori élmények és az episztemikus bizalom sérülésének kapcsolatát (Benzi, Carone és mtsai, 2023). Hasonló összefüggéseket találtak fiatal felnőttek bevonásával végzett kutatásokban (Benzi, Fontana és mtsai, 2023; De Coninck és mtsai, 2023).
A kérdőív megbízhatóságának vizsgálata serdülő mintán még nem történt meg, a serdülőkkel végzett kutatásokban jellemzően a felnőttek számára kialakított mérőeszközt alkalmazták, így jelen vizsgálatunkban összehasonlító adatok még nem állnak rendelkezésre.
Kutatási kérdés és hipotézisek
Az episztemikus bizalom mérésére nem áll rendelkezésre magyar nyelven adaptált mérőeszköz. Célunk az Episztemikus Bizalom, Bizalmatlanság és Hiszékenység Kérdőív validálása, ami lehetőséget ad az episztemikus bizalom különböző aspektusainak feltárására. A validálás hátterét adó vizsgálatok a Pécsi Tudományegyetem Pszichológiai Intézetének és a Szegedi Tudományegyetem BTK Pszichológiai Intézetének közös kutatása keretében valósult meg, célunk a kérdőív pszichometriai sajátosságainak feltárása serdülő és felnőtt mintán; jelen vizsgálat a serdülő mintán végzett elemzéseket mutatja be.
Vizsgálatunk fókuszában egyrészt az Episztemikus Bizalom, Bizalmatlanság és Hiszékenység Kérdőív pszichometriai jellemzőinek feltárása állt, ami lehetőséget adott az episztemikus bizalom jellemzőinek további vizsgálatára. Az episztemikus bizalom és a mentalizáció fejlődési pszichopatológiai modellje szerint megfelelő tükrözés esetén biztonságos kötődési kapcsolatokban a szocio-kognitív rendszer integrációja révén alakul ki az optimálisan működő mentalizáció és az optimális mértékű episztemikus bizalom. A fejlődés zavarát jelzi a mentalizáció és az episztemikus bizalom sérülése (Bo és mtsai, 2017b; Campbell és mtsai, 2021; Fonagy és mtsai, 2020). Az elmélet alapján első hipotézisünkben az episztemikus bizalom és a mentalizáció kapcsolatát vizsgáltuk, feltételeztük, hogy az episztemikus bizalom pozitív irányú kapcsolatban áll a sikeres mentalizáció tételeivel (reflektivitás, énerő, kapcsolati összehangoltság), és negatív irányú összefüggést mutat a szegényes mentalizáció skáláival (bizalmatlanság, kapcsolati diszkomfort, érzelmi diszkontroll).
A modell további feltevése alapján az episztemikus bizalom zavara az episztemikus bizalmatlanság vagy az episztemikus hiszékenység formájában jelenik meg, és kapcsolatba hozható az érzelemszabályozás nehézségeivel vagy a borderline tünetek kialakulásával (Bo és mtsai, 2017a; Campbell és mtsai, 2021; Liotti, Milesi és mtsai, 2023). Kutatásunkban a borderline jellegzetességek közül az érzelemszabályozási nehézségeket és az impulzivitást vizsgáltuk. Második hipotézisünkben az episztemikus bizalom zavarait jelző alskálák esetén együttjárást feltételeztünk az érzelmek kifejezésének nehézségével és az impulzivitással.
A reziliens fejlődés egyik előrejelzője a megfelelő érzelemszabályozás (Rodríguez-Alcántara és mtsai, 2020), valamint a reflektivitás, az énhatékonyság és a kapcsolatok iránti elköteleződés (Fonagy és Campbell, 2017; Hauser és mtsai, 2006), ezek alapján hipotézisünkben az episztemikus bizalom és az énhatékonyság pozitív irányú kapcsolatát feltételeztük.
Módszerek
Résztvevők, eljárás és etikai vonatkozások
Egy nagyobb volumenű keresztmetszeti kutatás keretében középiskolás és felső tagozatos általános iskolás serdülőket toboroztunk. Az adatok értékelése során kizártuk a 18 évnél idősebb kitöltőket, és különválasztottuk a 11–14 éves (felső tagozatos életkorú, kis serdülő) valamint a 15–18 éves (középiskolás) serdülő korosztályt. A vizsgálati mintába végül 342 kis serdülő került, átlagos életkoruk 12,5 év (SD = 1,24), ebből 168 fiú (49,1%) és 174 lány (50,9%). A serdülők mintája 489 válaszadóból állt, átlagos életkoruk 16,7 év (SD = 1,21), ebből 178 fiú (36,4%) és 311 lány (63,6%). A 15–18 éves korosztály különböző iskolákból érkezett a következő arányban: 0,3% általános iskolás, 5% 8 osztályos gimnáziumban, 33,5% 6 osztályos gimnáziumban, 48% 4 osztályos gimnáziumban, 11,6% szakgimnáziumban, 0,6% szakközépiskolában és 0,9% egyéb középfokú oktatási intézményben tanult. Így a teljes minta 831 főből állt.
A jelen tanulmány alapjául szolgáló adatokat egy nagyobb volumenű keresztmetszeti kutatás keretében gyűjtöttük, ami a kommunikált tudásba vetett bizalom, a mentalizáció és a reziliencia kapcsolatát vizsgálta. A kutatás az Egyesített Pszichológiai Kutatásetikai Bizottság jóváhagyásával valósult meg (EPKEB 2021-116). Az adatfelvétel 2021. szeptember – 2022. április időszakában zajlott. Jelen vizsgálatban általános és középiskolás kitöltők adatait dolgoztuk fel, és 11–18 évben határoztuk meg az életkori határokat. A résztvevőket az oktatási intézményeiken keresztül értük el, az intézményvezetők engedélyével és az osztályfőnökök segítségével juttattuk el a szülők számára a beleegyezési nyilatkozatot. A vizsgálatban azok a tanulók vettek részt, akiknek szülei (16 évnél fiatalabbak esetében) vagy önmaguk (16 évnél idősebbek) nem jelezték előzetesen a vizsgálati részvételtől elállás szándékát, és hiánytalanul kitöltötték a kérdőívcsomagot. A vizsgálatban általános iskolák, 4–6–8 osztályos gimnáziumok, szakgimnáziumok és szakiskolák diákjai vettek részt, akik a kérdőívcsomagot papíralapon vagy számítógép segítségével, tantermi körülmények között töltötték ki. A szülőket és a tanulókat tájékoztattuk arról, hogy a kérdőívcsomag kitöltése önkéntes és anonim, a kitöltés a vizsgálat alatt is következmények nélkül bármikor megszakítható. A résztvevők ellenszolgáltatásban nem részesültek.
Mérőeszközök
Az Episztemikus bizalom, bizalmatlanság és hiszékenység kérdőív (ETMCQ) (Campbell és mtsai, 2021) egy 15 tételből álló, önjellemző mérőeszköz, mely három skálát tartalmaz: episztemikus bizalom, episztemikus bizalmatlanság, episztemikus hiszékenység. A kérdőív fordítását Bodó-Varga Zsófia és munkatársai végezték a Beaton, Bombardier, Guillemin és Ferraz-féle protokoll (2000) alapján, amely szerint az eredeti kérdőívet két személy fordította magyar nyelvre, majd egységesítés után magyarról angolra fordították vissza ezeket. A magyar nyelvű végső változatot a mentalizációalapú terápiában jártas szakértői csoport javaslatainak figyelembevételével alakították ki (lásd Függelék). A kérdőívet felnőtt mintára magyar nyelven is validálták, melynek első eredményeit a Magyar Pszichológiai Társaság 2023-as vándorgyűlésén mutatták be, a végleges változat megjelentetése folyamatban van. A kérdőív kérdéseire hétfokú Likert-skálán kell válaszolnia a kitöltőnek (1 = egyáltalán nem értek egyet, 7 = teljesen egyetértek), attól függően, hogy az adott állítást mennyire érzi igaznak önmagára vonatkozóan. A megfogalmazást tekintve a kérdőív eredeti és lefordított változatában is a tételek úgy lettek kialakítva, hogy magas fokú egyetértést vagy egyet nem értést jelezhessenek a kitöltők. Az episztemikus bizalom skála azt méri, hogy az egyén egy jóindulatú szociális környezetben, megfelelően szelektív módon nyitott-e a társas tanulás lehetőségeire a kapcsolatainak kontextusában (pl. Ha személyes problémám adódik, általában kikérem mások tanácsát). Az episztemikus bizalmatlanság skála azt a tendenciát mutatja, amikor bármilyen információt a másik személytől megbízhatatlannak és rosszindulatúnak tartunk, így kitéve magunkat a mások kommunikációja általi manipulálhatóságnak, mivel minden információt hibás módon elkerül vagy tagad az egyén (pl. Ha túlzottan megbízol abban, amit mások mondanak neked, valószínűleg bántódás ér majd). Az episztemikus hiszékenység esetén az éberség és diszkrimináció hiánya a jellemző, ami megnöveli a dezinformáltságra és a kihasználtságra való esélyt (pl. Túl sokszor fordult elő velem, hogy nem a megfelelő ember tanácsát fogadtam meg). A skálák értékét az itemek átlaga adja.
A Mentalizáció multidimenzionális kérdőíve (MMQ) (Gori és mtsai, 2021; Szél és mtsai, 2023) 33 tételes önkitöltős mérőeszköz, amely a mentalizáció négy meghatározó tengelyét vizsgálja. A kérdőív kitöltői ötfokú Likert-skálán jelezhetik, hogy mennyire érzik igaznak az adott állítást (1 = egyáltalán nem igaz, 5 = teljes mértékben igaz). Az itemek hat skálába rendeződnek. A sikeres mentalizációt jelző skálák: reflektivitás (pl. Gyakran próbálok magyarázatot találni arra, ami velem történik), énerő (pl. Képes vagyok elviselni a mindennapi élet nehézségeit) és kapcsolati összehangolódás (pl. Rá tudok hangolódni mások hangulatára és lelkiállapotára). A sérült mentalizációt jelző skálák: kapcsolati diszkomfort (pl. Az emberek nem értenek meg engem), bizalmatlanság (pl. Jobb vigyázni az emberekkel) és érzelmi diszkontroll (pl. Heves, hirtelen, lobbanékony természetű vagyok). A skálapontszámok növekedése a mentalizáció sikerességét, illetve sérülését jelzi. Az eredeti kérdőív összesített skálája a sérült mentalizációt jelző skálapontszámok megfordításával a mentalizáció sikerességét jelzi. A kérdőív megbízhatóságát jelen mintán teszteltük, és a sikeres mentalizációt mérő skálákon megfelelőnek találtuk (reflektivitás: Cronbach-α = 0,86, énerő: Cronbach-α = 0,85, kapcsolati összehangoltság: Cronbach-α = 0,87). A szegényes mentalizációt mérő skálák jelen mintán alacsonyabb, de elfogadható megbízhatóságot mutatnak (bizalmatlanság: Cronbach-α = 0,64, kapcsolati diszkomfort: Cronbach-α = 0,69, érzelmi diszkontroll: Cronbach-α = 0,76).
A Torontói Alexitímia Skála (TAS-20) (Bagby, Parker és mtsai, 1994; Bagby, Taylor és mtsai, 1994) kanadai fejlesztésű kérdőív, az amerikai kultúra és az angol nyelv érzelemkifejezéseinek eszközeire épül, számos nyelvre lefordították. Magyar változata (Cserjési és mtsai, 2007) széles körben alkalmazható. A 20 kérdésre ötfokú Likert-skálán kell válaszolni a következő lehetőségek közül: 1 = Határozottan nem értek egyet, 2 = Nem értek egyet, 3 = Egyet is értek, meg nem is, 4 = Egyetértek, 5 = Határozottan egyetértek. A 20 állítás három alskálába rendeződik: érzelmek azonosításának nehézsége (pl. Gyakran összezavarodom, milyen érzelmet is érzek), érzelmek kifejezésének nehézsége (pl. Nehezen találok megfelelő szót az érzéseimre) és a pragmatikus gondolkodás (pl. Jobban szeretem elemezni a problémákat, mint csak leírni őket). Az alexitímia mértékét vagy súlyosságát a három alskála összege határozza meg, melynek pontszáma 20–100-ig terjedhet. A vizsgált személyt akkor tekintik alexitímiásnak, ha a TAS-20 három skálájának összege túllépi ezt a pontszámot. A kérdőív megbízhatóságát jelen mintán teszteltük, és elfogadhatónak találtuk (érzelmek azonosításának nehézsége: Cronbach-α = 0,85, érzelmek kifejezésének nehézsége: Cronbach-α = 0,74, pragmatikus gondolkodás: Cronbach-α = 0,60).
A Rosenberg Önértékelés Skálának (RSES-H) (Rosenberg, 1965) a kutatás során használt magyar változatát Sallay és munkatársai készítették (2014). Az egydimenziós, önértékelést felmérő 10 tételes kérdőívben a kitöltőnek négyfokú Likert-skála mentén kell eldöntenie, hogy mennyire jellemző rá az adott állítás (1 = egyáltalán nem jellemző, 2 = alig jellemző, 3 = jellemző, 4 = teljesen jellemző). Az állítások fele az énre pozitív, másik fele az énre negatív állítást fogalmazott meg, ez utóbbiak az összpontszám képzésekor fordított pontozásúak. A magasabb pontszám az önértékelés magasabb mértékét jelzi. A kérdőív megbízhatóságát jelen mintán teszteltük és elfogadhatónak találtuk (Cronbach-α = 0,89).
Az Általános énhatékonyság skála (GSE) (Kopp és mtsai, 1993) önbevalláson alapuló kérdőív, amely 10 itemet tartalmaz. A válaszadó személynek azt kell megjelölnie a négyfokú skálán, hogy az adott állítást mennyire tartja önmagára jellemzőnek (1 = egyáltalán nem jellemző; 4 = teljesen jellemző). A skálaképzés összpontszám alapján történik, fordított itemet a kérdőív nem tartalmaz. A magasabb pontszám az énhatékonyság magasabb mértékét jelzi. A kérdőív megbízhatóságát jelen mintán teszteltük, és elfogadhatónak találtuk (Cronbach-α = 0,90).
Statisztikai elemzések
Az Episztemikus Bizalom, Bizalmatlanság és Hiszékenység Kérdőív (ETMCQ-H) szerkezetét megerősítő és feltáró faktorelemzéssel vizsgáltuk meg, a Jamovi 2.2.5 és a JASP 0.16.1 statisztikai programok segítségével. Elsőként a teljes serdülő mintán ellenőriztük a már ismert faktorszerkezet illeszkedését, azonban a mutatók az elvártnál alacsonyabb értékeket mutattak. Emiatt a további lépésekben Fabrigar és munkatársai (1999) által javasolt keresztvalidálás módszerét alkalmaztuk, ennek megfelelően a mintát véletlenszerűen kettéosztottuk, így a feltáró és a megerősítő faktorelemzést két külön csoporton végeztük el. A módszer szerint az így kapott struktúra érvényessége megbízhatóbb, mivel így két független mintán történik a struktúra feltárása és megerősítése.
Az elsődleges faktorstruktúra meghatározására feltáró faktorelemzést alkalmaztunk az első almintán. A faktorelemzés elvégzésének tesztelésére a Bartlett-teszt szignifikanciáját és a Kaiser–Meyer–Olkin-mutató (KMO) 0,6 fölötti eredményét tekintettük referenciának. A feltáró faktorelemzés során párhuzamos elemzéssel határoztuk meg a faktorok számát. Az elemzéshez Principal axis módszert és Promax rotációt használtunk, a kérdőív eredeti elemzése alapján (Campbell és mtsai, 2021). A feltáró faktorelemzés elvégzése utáni további elemzésben azok a tételek vettek részt, amelyek megfeleltek Samuels (2017) irányelveinek, azaz faktorsúlyuk 0,3 feletti volt, és olyan faktorokba rendeződtek, amelyek megmagyarázott variancia értéke elérte vagy meghaladta az 5%-ot. Kereszttöltés esetén az adott tételt azon a faktoron vettük elsődlegesen figyelembe, amelyiken nagyobb töltést mutatott, illetve amelyiken az eredeti faktorszerkezetben is megtalálható.
A megerősítő faktorelemzést a második almintán végeztük el. A végső struktúra kialakításakor Hu és Bentler (1998) irányelveit vettük figyelembe: a CFI és TLI esetében 0,95 feletti értéke kiváló, 0,90 felett elfogadható; SRMR és RMSEA esetében < 0,08 elfogadható értéket jelentett, 0,05 alatt jó illeszkedést, a nullához közelítő érték pedig kiváló illeszkedést jelzett. A belső konzisztencia vizsgálatára takarékossági mutatót, Cronbach-ɑ értéket és McDonald-féle ómegát számítottunk. Utóbbira azért volt szükség, mert a Likert-skálából számított érték nem tekinthető folytonos skálának (Dunn és mtsai, 2014; Kárász és mtsai, 2022).
Az egyes változók közötti együttjárás vizsgálatára korrelációelemzést alkalmaztunk, a csoportok átlageredményeinek összehasonlítása független mintás próbával és ANOVA eljárással történt. A normál eloszlást Ghasemi és Zahediasl (2012) javaslata alapján teszteltük: standardizáltuk a skálákat, és normál eloszlásúnak tekintettük őket abban az esetben, ha a skálákhoz tartozó a ferdeség és csúcsossághoz rendelt z-értékek abszolút értéke kisebb, mint 1,96. Eszerint a skálák esetében nem teljesül a normál eloszlás.
Eredmények
A kérdőív megbízhatóságának vizsgálata
Jelen vizsgálatunk első lépéseként a teljes serdülő mintán ellenőriztük azt, hogy a kérdőív már publikált, ismert szerkezete illeszkedik-e a magyar serdülők mintájára. Az illeszkedésmutatók elmaradnak a Hu és Bentler (1998) által meghatározott kritériumoktól (χ2 [87] = 2229,26, p < 0,001, CFI = 0,52, TLI = 0,42, RMSEA = 0,13, SRMR = 0,13). Az illeszkedésmutatók javítása érdekében megengedtük az 1–2., 2–7., 7–8., 8–13., 2–13., 2–8., 5–11. és a 11–15. tételpárok közötti korrelációt, de így sem kaptunk elfogadható értékeket (χ2 [79] = 1438,36, p < 0,001, CFI = 0,70, TLI = 0,59, RMSEA = 0,11, SRMR = 0,11). Feltételeztük, hogy az eredmények hátterében kulturális különbségek, vagy a kis serdülő és serdülő korosztály fejlődéslélektani eltérései állhatnak, így a következő lépésben feltáró faktoranalízissel határoztuk meg a kérdőív szerkezetét.
A vizsgálatokat külön végeztük el a 11–14 éves, kis serdülő mintán és a 15–18 éves, serdülő mintán. A faktorelemzéshez kialakított alminták fő jellemzőit az 1. táblázatban tüntettük fel.
A faktorelemzéshez kialakított alminták fő jellemzői
| Nem | Korosztály | 1. alminta | 2. alminta | Összesen | |
| kis serdülő | fiú | 83 | 85 | 168 | 49,12% |
| lány | 78 | 96 | 174 | 50,88% | |
| serdülő | fiú | 95 | 83 | 178 | 36,40% |
| lány | 153 | 158 | 311 | 63,60% | |
Feltáró faktorelemzés
Előzetes vizsgálat alapján a kis serdülők (11–14 évesek) korosztályában az első minta alkalmasnak bizonyult a feltáró faktorelemzés elvégzésére mind a Kaiser–Meyer–Olkin-mutató szerint (KMO = 0,69), mind pedig a Bartlett-féle teszt szerint (p < 0,001); az almintán végzett feltáró faktorelemzés eredményei a 2. táblázatban láthatók. A modell által megmagyarázott variancia 41,8%.
A 11–14 évesek almintáján végzett feltáró faktorelemzés eredményei négyfaktoros és háromfaktoros elrendezésben
| Faktor | Faktor | ||||||
| 1 | 2 | 3 | 4 | 1 | 2 | 3 | |
| ETMCQ2 | 0,73 | 0,63 | –0,28 | 0,29 | |||
| ETMCQ7 | 0,66 | 0,62 | 0,25 | ||||
| ETMCQ1 | 0,61 | –0,35 | 0,69 | –0,23 | |||
| ETMCQ13 | 0,51 | 0,34 | 0,60 | 0,32 | –0,25 | ||
| ETMCQ9 | 0,66 | 0,71 | |||||
| ETMCQ3 | 0,60 | –0,26 | 0,44 | ||||
| ETMCQ14 | 0,57 | 0,54 | |||||
| ETMCQ8 | 0,39 | 0,48 | |||||
| ETMCQ6 | 0,75 | 0,26 | 0,51 | ||||
| ETMCQ5 | –0,30 | 0,68 | 0,83 | ||||
| ETMCQ12 | 0,54 | 0,58 | |||||
| ETMCQ11 | 0,75 | 0,25 | 0,30 | ||||
| ETMCQ15 | 0,54 | 0,32 | |||||
| ETMCQ4 | 0,43 | ||||||
| ETMCQ10 | 0,37 | 0,34 | |||||
| magyarázott variancia | 15,12% | 16,10% | 11,10% | 9,35% | 12, 2% | 11,8% | 11% |
Megjegyzés: a félkövér kiemelés az eredeti kérdőív bizalom alskálájához tartozó tételeket jelöli, a dőlt kiemelés a bizalmatlanság alskála itemeit mutatja, a hiszékenység alskála állításai kiemelés nélkül láthatók.
A 11–14 évesek almintáján végzett elemzés négy faktort tárt fel, amely nem felelt meg a kérdőív eredeti szerkezetének. A 8. item az első faktor (bizalom alskála) helyett a második faktoron mutatott töltést, a bizalmatlanság alskála tételei a második és a negyedik faktorba tömörültek. A tanácsokkal szembeni bizalmatlanságot megfogalmazó tételkből négy tétel a második faktorba került, kettő a negyedik faktorba. Emelettett a hiszékenységet kifejező állítások közöl három tétel a harmadik faktorba került, két tétel pedig a negyedik faktorba. A harmadik faktorban csak három tétel szerepel összesen. A négyfaktoros elrendezés illeszkedési mutatói: RMSEA = 0,03, SRMR = 0,04, TLI = 0,97, CFI = 0,98. A feltáró faktoranalízist rögzített 3 faktor elrendezésben is elvégeztük, eredményei szintén a 2. táblázatban láthatók. Az így kapott modell legjelentősebb eltérését az eredeti faktorszerkezettől abban látjuk, hogy az első faktor tételei kereszttöltést mutatnak a harmadik faktorral, valamint a második és a harmadik faktor tételei keverednek. Illeszkedési mutatói: RMSEA = 0,07, SRMR = 0,06, TLI = 0,79, CFI = 0,88.
A serdülők (15–18 évesek) első almintája is alkalmasnak bizonyult a feltáró faktorelemzés elvégzésére az előzetes vizsgálatok alapján (KMO = 0,69, Bartlett p < 0,001); az almintán végzett feltáró faktorelemzés eredményei a 3. táblázatban láthatók. A modell által megmagyarázott variancia 36,7%.
A 15–18 évesek almintáján végzett feltáró faktorelemzés eredményei
| Faktor | |||
| 1 | 2 | 3 | |
| ETMCQ12 | 0,94 | ||
| ETMCQ5 | 0,65 | ||
| ETMCQ6 | 0,62 | ||
| ETMCQ2 | 0,65 | ||
| ETMCQ1 | 0,64 | ||
| ETMCQ13 | 0,60 | ||
| ETMCQ7 | 0,58 | ||
| ETMCQ8 | 0,52 | ||
| ETMCQ9 | 0,63 | ||
| ETMCQ4 | 0,51 | ||
| ETMCQ3 | 0,46 | ||
| ETMCQ11 | 0,33 | 0,44 | |
| ETMCQ10 | 0,33 | ||
| ETMCQ14 | 0,32 | ||
| ETMCQ15 | 0,29 | 0,31 | |
| magyarázott variancia | 13,73% | 13,00% | 9,97% |
Megjegyzés: a félkövér kiemelés az eredeti kérdőív bizalom alskálájához tartozó tételeket jelöli, a dőlt kiemelés a bizalmatlanság alskála itemeit mutatja, a hiszékenység alskála állításai kiemelés nélkül láthatók.
Elemzésünk alapján az első faktorba rendeződő tételek megfelelnek az eredeti kérdőív hiszékenység alskálájának, a második faktor tételei az angol változat bizalom skálájához hasonlóan rendeződtek egy faktorba. A 15. és 11. tétel kereszttöltést mutatott az első és a harmadik (bizalmatlanság) faktoron is, azonban az eredeti szerkezet megtartása érdekében nem zártuk ki őket a további elemzésből, hanem az első faktornál vettük figyelembe, ahová az eredeti kérdőívben is tartoztak. A feltárt faktorok között szignifikáns korreláció igazolódott a hiszékenység alskála és a bizalom (r = 0,30, p < 0,001) és a bizalmatlanság (r = 0,44, p < 0,001) alskálák között, és elhanyagolható mértékű együttjárás a bizalom és a bizalmatlanság faktorok esetén (r = 0,08, p < 0,001).
Megerősítő faktorelemzés
A megerősítő vizsgálatot az eredeti, háromfaktoros elrendezésben végeztük el, a második almintán. Az illeszkedésmutatók további javítása érdekében megengedtük az 1–13., 11–15., 1–2., 5–6., 6–15. és 7–8. tételpárok esetén a közöttük lévő korrelációt, mivel tartalmuk hasonló, azonos faktorhoz tartoznak. A 4. táblázatban feltüntetett illeszkedésmutatók alapján egyértelműen látszik, hogy az eredmények javultak, bár nem teljesítik maximálisan Hu és Bentler (1998) irányelveit, azonban az eredeti felosztás szerinti háromfaktoros modell eredményei a 15–18 évesek körében megfelelnek az eredeti kérdőív referenciaértékeinek, így a további elemzésekben mi is ezt a felosztást alkalmazzuk. Figyelembe véve, hogy az elemzés alapján ez a modell nem alkalmazható megbízhatóan a 11–14 éves korosztályban, a további vizsgálatokat a 15–18 évesek mintáján végeztük el. A faktorstruktúra az 1. ábrán látható.
Az ETMCQ-H kérdőív háromfaktoros szerkezetének illeszkedési mutatói a megerősítő faktorelemzés eredménye szerint
| RMSEA 90% CI | ||||||||||
| χ2 | df | p | χ2/df | CFI | TLI | SRMR | RMSEA | alsó | felső | |
| serdülők (korr) | 166,29 | 81 | <0,001 | 2,05 | 0,90 | 0,87 | 0,07 | 0,07 | 0,06 | 0,09 |
| serdülők | 258 | 87 | <0,001 | 2,97 | 0,83 | 0,80 | 0,07 | 0,09 | 0,08 | 0,10 |
| kis serdülők | 279 | 87 | <0,001 | 3,21 | 0,57 | 0,48 | 0,11 | 0,11 | 0,10 | 0,13 |
| eredeti kérdőív | – | – | – | – | 0,95 | 0,94 | 0,05 | 0,07 | 0,06 | 0,08 |
Megjegyzés: az egy faktorhoz tartozó tételek közötti korrelációt megengedtük a serdülők (korr) sor esetén, nem engedtük meg a serdülők sorban közölt mutatók esetén.
Az ETMCQ-H végleges faktorstruktúrája
Megjegyzés: a tételek esetén feltüntetett értékek standardizáltak; ***p < 0,001.
Citation: Magyar Pszichológiai Szemle 2025; 10.1556/0016.2024.00089
A kérdőív belső megbízhatóságának vizsgálatára Cronbach-α és McDonald-ω értékeket vettünk figyelembe. A mutatók megfelelő megbízhatóságot jeleznek, egyedül a bizalmatlanság alskála esetén tapasztaltunk α = 0,6-os értéket, ugyanakkor az eredeti kérdőív megbízhatósági mutatói is 0,65–0,75 között mozognak. A három alskála összegzett átlagait és megbízhatósági mutatóit az 5. és a 6. táblázatban tüntettük fel. A faktorokat az angol elnevezés magyar megfelelője szerint neveztük el.
Az ETMCQ-H három alskálájának megbízhatósági mutatói
| Tételszám | McDonald-ω | Cronbach-α | Eredeti kérdőív Cronbach-α | |
| bizalom (Trust) | 5 | 0,81 | 0,81 | 0,75 |
| bizalmatlanság (Mistrust) | 5 | 0,60 | 0,60 | 0,70 |
| hiszékenység (Credulity) | 5 | 0,79 | 0,79 | 0,65 |
Az ETMCQ-H alskáláinak leíró adatai
| Bizalom | Bizalmatlanság | Hiszékenység | |
| átlag | 4,87 | 4,00 | 3,10 |
| szórás | 1,25 | 1,11 | 1,38 |
| csúcsosság | –0,66 | 0,02 | 0,60 |
| csúcsossághoz tartozó standard hiba | 0,11 | 0,11 | 0,11 |
| ferdeség | 0,26 | –0,01 | –0,25 |
| ferdeséghez tartozó standard hiba | 0,22 | 0,22 | 0,22 |
| csúcsosság z | –5,99 | 0,20 | 5,43 |
| ferdeség z | 1,17 | –0,04 | –1,15 |
Konvergens validitás vizsgálata
A konvergens validitás ellenőrzése érdekében hipotézisünkben feltételeztük, hogy az episztemikus bizalom és a mentalizáció tekintetében pozitív irányú kapcsolatot találunk a sikeres mentalizáció tételeivel (reflektivitás, énerő kapcsolati összehangoltság), és negatív irányú együttjárást a szegényes mentalizáció tételeivel (bizalmatlanság, kapcsolati diszkomfort, érzelmi diszkontroll). Második és harmadik hipotézisünkben feltételeztük, hogy az episztemikus bizalom alskálái pozitív kapcsolatban állnak az énhatékonysággal, és negatív kapcsolatban az érzelmek kifejezésének nehézségével és az impulzivitással. A Spearman-féle korrelációs vizsgálat eredményeit a 7. táblázat foglalja össze.
Az episztemikus bizalom összefüggése a mentalizációval, az érzelemkifejezés nehézségével, az énhatékonysággal és az önértékeléssel
| Skálák | Episztemikus bizalom | Episztemikus bizalmatlanság | Episztemikus hiszékenység |
| reflektivitás | 0,31** | 0,33*** | 0,28*** |
| énerő | 0,01 | –0,17** | –0,19** |
| kapcsolati összehangoltság | 0,35** | 0,14* | 0,28*** |
| bizalmatlanság | 0,15** | 0,32*** | 0,04 |
| kapcsolati diszkomfort | –0,11 | 0,46*** | 0,22*** |
| érzelmi diszkontroll | 0,19** | 0,40*** | 0,39*** |
| érzelmek azonosításának nehézsége | 0,11 | 0,5*** | 0,41*** |
| érzelmek kifejezésének nehézsége | –0,1* | 0,41*** | 0,22*** |
| pragmatikus gondolkodás | 0,23*** | 0,17** | 0,18** |
| énhatékonyság | 0,12* | 0,14 | –0,2* |
| önértékelés | 0,03 | –0,3*** | –0,2*** |
Megjegyzés: a dőlt kiemelések a legalább közepes erősségű (r ≥ ±0,3), szignifikáns korrelációt jelzik; ***p < 0,001, **p < 0,01, *p < 0,05.
A legalább közepes erősségű (r ≥ ±0,3), szignifikáns együttjárásokat tekintve elmondható, hogy az episztemikus bizalom skála értékei pozitív irányú kapcsolatban állnak a sikeres mentalizációt mérő skálák közül a reflektivitással és a kapcsolati összehangoltsággal. Az episztemikus bizalmatlanság skála pozitív kapcsolata igazolódott a reflektivitással és a szegényes mentalizáció mindhárom alskálájával (bizalmatlanság, kapcsolati diszkomfort, érzelmi diszkontroll). Az episztemikus hiszékenység esetén az érzelmi diszkontroll skálával látható közepes erősségű együttjárás.
Az episztemikus bizalom alskála elhanyagolható mértékben áll kapcsolatban az érzelmek kifejezésének nehézségével, a pragmatikus gondolkodással, valamint az énhatékonysággal. Az episztemikus bizalmatlanság esetén viszont erős, pozitív irányú együttjárást találtunk az érzelmek azonosításának és kifejezésének nehézsége alskálákkal, valamint közepes erősségű, negatív irányú együttjárást az önértékeléssel. Az episztemikus hiszékenység hasonló erősségű, pozitív irányú korrelációban áll az érzelmek azonosításának nehézségével.
Megvitatás
Vizsgálatunk célja az Episztemikus bizalom, bizalmatlanság és hiszékenység kérdőív (ETMCQ) magyar nyelvű adaptációja és a mérőeszköz pszichometriai sajátosságainak feltárása volt a 11–14 és a 15–18 éves korosztályban. A kérdőív adaptálás protokollját követve elsőként megvizsgáltuk, hogy a már ismert faktorszerkezet illeszkedik-e a jelenlegi magyar mintára. Ez az eljárás nem elfogadható eredményt hozott, így a következő lépésben feltártuk a jelen mintára jellemző faktorszerkezetet. A feltáró faktorelemzés eredményei a kis serdülő mintán az eredeti kérdőív szerkezetétől igen eltérő struktúrát igazoltak, a serdülők mintáján azonban az eredetivel közel azonosat. Nem találtunk olyan tanulmányt, amely a kérdőív megbízhatóságát a 11–14 éves korosztályban vizsgálta volna. A faktorstruktúrák eltérésének magyarázata további vizsgálatok lehetőségét veti fel, ami túlmutat jelen tanulmányunk keretein. A negyedik faktorba átrendeződő itemeket áttekintve azt láthatjuk, hogy a bizalmatlanság skálából kikerültek a másoktól érkező, meg nem értettséget kifejező állítások (4, 10. tétel), a hiszékenység skálából pedig a kikerültek a rosszul felmért referenciaszemélyre vonatkozó állítások (11, 15. tétel). A bizalmatlanság skálában maradt tételek a másokkal szembeni fokozott és túlzott éberségre vonatkoznak, míg a hiszékenység esetén a naivitás, manipulálhatóság érzete került a fókuszba. Az eltérő faktorstruktúrában tehát az első (eredetileg bizalom) és a negyedik (újonnan kialakult skála) alskála az episztemikus bizalom és episztemikus éberség állításait tartalmazza, fókuszában a kompetenciaélmény, az egyéni autonómia. A második (eredetileg bizalmatlanság) és a harmadik skála (eredetileg hiszékenység) a másokkal szerzett negatív tapasztalatokon alapul, a túlzott bizalmatlanság és a túlzott hiszékenység megnyilvánulásai. További kutatási kérdés lehet, hogy ez az eltérés a személyiségfejlődés életkori sajátosságainak vagy a fejlődési pszichopatológia aspektusából értelmezhető-e. A serdülőkor az episztemikus bizalom és a mentalizáció elméleti keretrendszerében is kiemelt időszak, amikor a megerősödő szelf-ágencia érzése mellett a társas kapcsolatok megértése iránti motiváció is fokozódik, és mindez hozzájárul szelf- és tárgyreprezentációk intergációjához az identitás fejlődésének folyamatában (Sharp és Rossouw, 2020). Feltételezésünk szerint az elméleti keretrendszerhez jól illeszkedhet a szelf-másik viszonylatában még élesebben elhatárolódó episztemikus bizalom, amely felnőttkorra már integráltabbá válik. A fejlődési pszichopatológia megközelítésében a nem megfelelő tükrözés és a kötődési kapcsolatok sérülése az episztemikus éberség hiperaktivitásához és az episztemikus bizalmatlanság kialakulásához vezethet (Fonagy és mtsai, 2015; Luyten mtsai, 2020), valamint befolyásolhatja a szülők és a kortársak iránti bizalom szintjét (Gallarin és Alonso-Arbiol, 2012). Feltételezésünk szerint a másokkal szerzett negatív tapasztalatok túlsúlya szerepet játszhat a fokozott stressz- és érzelemszabályozási diszregulációval kapcsolatos pszichopatológiai kimenetekben és az episztemikus bizalom szintjében (Bo és mtsai, 2017b).
A feltáró faktorelemzés a 15–18 éves mintán 3 faktort tárt fel, amelyek az összvariancia 36,7%-át magyarázzák. A megerősítő faktorelemzés során teszteltük az eredeti struktúrát mindkét korosztályban, és csak a serdülők esetében mutatott megfelelő illeszkedést, a kis serdülők mintáján az illeszkedésmutatók a referenciaértékektől elmaradtak. Ezen eredmények alapján elmondható, hogy az ETMCQ kérdőív a középiskolás serdülők mintáján mutat megbízható eredményt, így a további elemzésekbe csak ezt az almintát vontuk be. A kérdőív megbízhatóságát vizsgálva azt tapasztaltuk, hogy a magyarázott variancia elmarad a szakirodalmi ajánlásoktól, azonban megvizsgálva az eddig más nyelven publikált validáló tanulmányokat, azt találtuk, hogy mindegyik esetében 50% alatt marad a magyarázott variancia. Az eredeti kérdőívben (Campbell és mtsai, 2021) 47,53% szerepelt, az olasz adaptációban (Liotti, Milesi és mtsai, 2023) pedig 48,7%. A megerősítő faktoranalízis illeszkedési mutatói sem teljesítik maximálisan Hu és Bentler (1998) irányelveit, azonban az eredeti felosztás szerinti háromfaktoros modell eredményei a 15–18 évesek körében megfelelnek az eredeti kérdőív referenciaértékeinek, így a további elemzésekben mi is ezt a felosztást alkalmazzuk. A belső megbízhatóság vizsgálata során a Cronbach-α értékek megfelelő belső konzisztenciát jeleztek a bizalom és a hiszékenység faktorokon, elfogadhatót pedig a bizalmatlanság faktoron. Fontos kiemelni, hogy a jelen mintán mért mutatók nem állnak távol az eredeti kérdőív, valamint az olasz (Liotti és mtsai, 2023) és iráni (Asgarizadeh és Ghanbari, 2024) adaptáció megbízhatósági mutatójától. Ezek az eredmények azt sugallják, hogy az elméleti modell megerősítése vagy megcáfolása érdekében a kérdőív további vizsgálatokat igényel.
A magyar változat kialakításakor megtartottuk az eredeti faktorszerkezetet, és három alskálát különítettünk el, amelyek elnevezése illeszkedik az angol változathoz. A bizalom (Trust) skála itemei a társas tanulás lehetőségeire való nyitottságot mérik támogató környezetben. A bizalmatlanság (Mistrust) a kommunikált információ iránti bizalmatlanságot tükrözi, amely révén a másik személyt is megbízhatatlannak és rosszindulatúnak értékelhetjük. A hiszékenység (Credulty) skála tételei a kommunikátorba vetett túlzott és feltétlen bizalmat jelzik, aminek hátterében az éberség és a diszkrimináció hiánya állhat, és ez megnövelheti a dezinformáltságra és a kihasználtságra való esélyt.
A konvergens validitás értékelése során az ETMCQ összefüggéseit vizsgáltuk demográfiai mutatókkal, a mentalizációval, az alexitímiával, az énhatékonysággal és az önértékeléssel. Az episztemikus bizalom alskáláinak és a mentalizáció alskáláinak kapcsolatát vizsgálva előzetes hipotéziseinknek megfelelő eredményt kaptunk. Az episztemikus bizalom alskála értékei pozitív irányú kapcsolatban állnak a sikeres mentalizációt mérő skálák közül a reflektivitással és a kapcsolati összehangoltsággal. Az episztemikus bizalomról alkotott elméleti koncepció alapján a magasabb mentalizációs igény a szociális környezet iránti fokozott nyitottsággal jár együtt (Campbell és mtsai, 2021). Az énerő skálával – ami a mindennapi problémák hatékony kezelését és a rezilienciát méri – azonban nem mutatott szignifikáns kapcsolatot, ami eredmény összhangban áll Campbell és munkatársai (2021) következtetésével, miszerint az episztemikus bizalom inkább alapértelmezett működésmódnak tekinthető, mintsem rezilienciafaktornak. Az episztemikus bizalmatlanság alskála pozitív kapcsolata igazolódott a reflektivitással és a szegényes mentalizáció mindhárom alskálájával (bizalmatlanság, kapcsolati diszkomfort, érzelmi diszkontroll). Az episztemikus bizalmatlanság adaptív funkciója a kapott információ kritikus kezelése, így a félrevezetéssel, manipulációval szembeni védelmet erősíti a fokozott reflektivitás. A mentalizáció és az episztemikus bizalmatlanság kölcsönös egymásra hatásával magyarázható a kapcsolatokban megélt diszkomfort, bizalmatlanság erősödésével fokozódó episztemikus bizalmatlanság jelensége (Bo és mtsai, 2017b; Bo és Kongerslev, 2017). A mentalizáció multidimenzionális modelljében a pólusok közötti egyensúly kiemelten fontos. Az az eredmény, hogy az episztemikus bizalmatlanság csak a reflektivitással korrelál pozitívan a mentalizáció pozitív aspektusai közül, jelezheti a szelf-másik tengelyen való eltolódást a szelf irányába. A reflektivitás skála a belső mentális állapotok monitorozását és az események mögötti szándéktulajdonítást vizsgálja (Gori és mtsai, 2021; Szél és mtsai, 2023), ami a másik pólus kiegyensúlyozása nélkül szélsőséges esetben szenzitív/gyanakvó hozzáálláshoz vezethet, ami magyarázhatja az episztemikus bizalmatlansággal való együttjárást (Gagliardini és mtsai, 2018). Az episztemikus hiszékenység esetén az érzelmi diszkontroll skálával látható közepes erősségű együttjárás, azaz a dezinformáltságra és kihasználtságra való esély növekedése együtt jár az érzelemvezérelt viselkedéssel, ami megfelel a mentalizációról és az episztemikus bizalomról alkotott elméleti keretnek (Bo és mtsai, 2017b; Campbell és mtsai, 2021; Fonagy és mtsai, 2020; Jurist, 2005).
Vizsgálatunkban feltételeztük, hogy az episztemikus bizalom alskálái pozitív kapcsolatban állnak az énhatékonysággal, és negatív kapcsolatban az érzelmek kifejezésének nehézségével és az impulzivitással. Az episztemikus bizalom alskálával kapcsolatosan megfogalmazott hipotézisünk részben igazolódott, hiszen elhanyagolható mértékű együttjárást tapasztaltunk az érzelmek kifejezésének nehézségével, a pragmatikus gondolkodással, valamint az énhatékonysággal. Az episztemikus bizalmatlanság esetén viszont erős, pozitív irányú korrelációt találtunk az érzelmek azonosításának és kifejezésének nehézsége alskálákkal, valamint közepes erősségű, negatív irányú együttjárást az önértékeléssel. Az episztemikus hiszékenység hasonló erősségű, pozitív irányú korrelációban áll az érzelmek azonosításának nehézségével. Hasonló irányú és erősségű kapcsolatot találtak Liotti, Milesi és munkatársai (2023) a kérdőív mindhárom alskálájának vizsgálatakor. Az episztemikus bizalom, bizalmatlanság és vigilancia összefüggése az érzelmek intenzitásának modulációs képességeivel és az érzelmek kifejezésének színvonalával összehangban áll azzal az elméleti modellel, amely hangsúlyozza, hogy a másokkal szembeni gyanakvás esetén a mások mentális állapotának megértése is nehézségekbe ütközik (Jurist, 2005; Liotti, Milesi és mtsai, 2023; Luyten és mtsai, 2020).
Hazai vonatkozásban Tamás és Szabó (2023) 14–18 évesek körében vizsgálta a mentalizáció, az érzelemszabályozás és az életminőség összefüggéseit. Eredményeik az érzelmi szabályozás szignifikáns közvetítő szerepét mutatták az életminőségre és ezáltal reflektív funkcióra, ami szintén az episztemikus bizalmatlanság és a mentalizáció kölcsönös kapcsolatát támasztja alá (Bo és mtsai, 2017b; Bo és Kongerslev, 2017).
Limitációk
Kutatásunk limitációja, hogy a minta toborzása kényelmi alapon történt, és a korosztály tekintetében meglehetősen homogén, így az eredmények korlátozottan általánosíthatók. Emiatt a jövőbeni kutatási céljaink között szerepel a korosztály szélesítése is. A konvergens validitási és a megbízhatósági mutatók egy kivételével megfelelnek a referenciaértékeknek; a bizalmatlanság alskála alacsonyabb Cronbach-α értéke azonban nem marad el túlságosan az eredeti kérdőív értékétől sem. Így összességében az Episztemikus bizalom, bizalmatlanság és hiszékenység kérdőív (ETMCQ) magyar adaptációja eredményesen használható a további kutatásokban.
A limitációk ellenére kutatásunk fontos előrelépést jelent az episztemikus bizalom hazai kutatásában. Az episztemikus bizalom az interperszonális kapcsolatok és kapcsolódás alapvető építőköve, így kiemelkedő jelentősége van annak, hogy rendelkezzünk olyan mérőeszközzel, amely alkalmas egészséges populáció jellemzőinek vizsgálatára, és rámutathat az episztemikus bizalom sajátosságaira a személyiségfejlődés érzékeny időszakában. A kérdőív felnőtt mintán készülő validált változatával pedig lehetővé válik az episztemikus bizalom hosszmetszeti vizsgálata is.
Irodalom
Asgarizadeh, A., & Ghanbari, S. (2024). Iranian adaptation of the Epistemic Trust, Mistrust, and Credulity Questionnaire (ETMCQ): Validity, reliability, discriminant ability, and sex invariance. Brain and Behavior, 14(3), e3455. https://doi.org/10.1002/brb3.3455.
Bagby, R. M., Parker, J. D., & Taylor, G. J. (1994). The twenty-item Toronto Alexithymia Scale — I. Item selection and cross-validation of the factor structure. Journal of Psychosomatic Research, 38(1), 23–32. https://doi.org/10.1016/0022-3999(94)90005-1.
Bagby, R. M., Taylor, G. J., & Parker, J. D. (1994). The twenty-item Toronto Alexithymia Scale — II. Convergent, discriminant, and concurrent validity. Journal of Psychosomatic Research, 38(1), 33–40. https://doi.org/10.1016/0022-3999(94)90006-X.
Beaton, D. E., Bombardier, C., Guillemin, F., & Ferraz, M. B. (2000). Guidelines for the process of cross-cultural adaptation of self-report measures. Spine, 25(24), 3186–3191. https://doi.org/10.1097/00007632-200012150-00014.
Benzi, I. M. A., Carone, N., Parolin, L., Martin-Gagnon, G., Ensink, K., & Fontana, A. (2023). Different epistemic stances for different traumatic experiences: Implications for mentalization. Research in Psychotherapy: Psychopathology, Process and Outcome, 26(3). Article 708. https://doi.org/10.4081/ripppo.2023.708.
Benzi, I. M. A., Fontana, A., Lingiardi, V., Parolin, L., & Carone, N. (2023). “Don't leave me behind!” problematic internet use and fear of missing out through the lens of epistemic trust in emerging adulthood. Current Psychology. Advance Online Publication. https://doi.org/10.1007/s12144-023-05440-0.
Bo, S., & Kongerslev, M. (2017). Self-reported patterns of impairments in mentalization, attachment, and psychopathology among clinically referred adolescents with and without borderline personality pathology. Borderline Personality Disorder and Emotion Dysregulation, 4(1), 1–10. https://doi.org/10.1186/s40479-017-0055-7.
Bo, S., Sharp, C., Beck, E., Pedersen, J., Gondan, M., & Simonsen, E. (2017a). First empirical evaluation of outcomes for mentalization-based group therapy for adolescents with BPD. Personality Disorders: Theory, Research, and Treatment, 8(4), 396–401. https://doi.org/10.1037/per0000210.
Bo, S., Sharp, C., Fonagy, P., & Kongerslev, M. (2017b). Hypermentalizing, attachment, and epistemic trust in adolescent BPD: Clinical illustrations. Personality Disorders: Theory, Research, and Treatment, 8(2), 172–182. https://doi.org/10.1037/per0000161.
Bowlby, J. (2009). A biztos bázis. Budapest: Animula Kiadó.
Brauner, F., Fonagy, P., Campbell, C., Griem, J., Storck, T., & Nolte, T. (2023). “Trust me, do not trust anyone”: How epistemic mistrust and credulity are associated with conspiracy mentality. Research in Psychotherapy: Psychopathology, Process and Outcome, 26(3), 705. https://doi.org/10.4081/ripppo.2023.705.
Campbell, C., Tanzer, M., Saunders, R., Booker, T., Allison, E., Li, E., … Fonagy, P. (2021). Development and validation of a self-report measure of epistemic trust. Plos One, 16(4), e0250264. https://doi.org/10.1371/journal.pone.0250264.
Cserjési, R., Luminet, O., & Lénárd, L. (2007). A Torontói Alexitímia Skála (TAS-20) magyar változata: Megbízhatósága és faktorvaliditása egyetemista mintán. Magyar Pszichológiai Szemle, 62(3), 355–368. https://doi.org/10.1556/MPSzle.62.2007.3.4.
Csibra, G., & Gergely, G. (2007). Társas tanulás és társas megismerés: A pedagógia szerepe. Magyar Pszichológiai Szemle, 62(1), 5–30. https://doi.org/10.1556/mpszle.62.2007.1.2.
De Coninck, D., Matthijs, K., Van Bavel, J., & Luyten, P. (2023). To be a freshman during the COVID-19 pandemic: A cross-lagged model of depression, mentalizing, and epistemic trust. Personality and Mental Health, 18(1), 80–89. https://doi.org/10.1002/pmh.1598.
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.
Fabrigar, L. R., Wegener, D. T., MacCallum, R. C., & Strahan, E. J. (1999). Evaluating the use of exploratory factor analysis in psychological research. Psychological Methods, 4(3), 272–299. https://doi.org/10.1037/1082-989X.4.3.272.
Fonagy, P. (2002). Patterns of attachment, interpersonal relationships and health. In D. Blane, E. Brunner, & R. Wilkinson (Eds.), Health and social organization (pp. 141–167). Routledge.
Fonagy, P., Allison, E., & Campbell, C. (2020). Mentalizáció, reziliencia és episztemikus bizalom. In A. Bateman, & P. Fonagy (Eds.), A mentalizáció alap terápia kézikönyve (pp. 83–104). Budapest: Oriold és Társai Kiadó.
Fonagy, P., & Campbell, C. (2017). Mentalizing, attachment and epistemic trust: How psychotherapy can promote resilience. Psychiatria Hungarica, 32(3), 283–287.
Fonagy, P., Luyten, P., & Allison, E. (2015). Epistemic petrification and the restoration of epistemic trust: A new conceptualization of borderline personality disorder and its psychosocial treatment. Journal of Personality Disorders, 29(5), 575–609.
Fonagy, P., Luyten, P., Allison, E., & Campbell, C. (2017). What we have changed our minds about: Part 2. Borderline personality disorder, epistemic trust and the developmental significance of social communication. Borderline Personality Disorder and Emotion Dysregulation, 4, 9. https://doi.org/10.1186/s40479-017-0062-8.
Gagliardini, G., Gullo, S., Caverzasi, E., Boldrini, A., Blasi, S., & Colli, A. (2018). Assessing mentalization in psychotherapy: First validation of the mentalization imbalances scale. Research in Psychotherapy: Psychopathology, Process, and Outcome, 21(3), 164–177. https://doi.org/10.4081/ripppo.2018.339.
Gallarin, M., & Alonso‐Arbiol, I. (2012). Parenting practices, parental attachment and aggressiveness in adolescence: A predictive model. Journal of Adolescence, 35(6), 1601–1610. https://doi.org/10.1016/j.adolescence.2012.07.002.
Ghasemi, A., & Zahediasl, S. (2012). Normality tests for statistical analysis: A guide for non-statisticians. International Journal of Endocrinology and Metabolism, 10(2), 486–489. https://doi.org/10.5812/ijem.3505.
Gori, A., Arcioni, A., Topino, E., Craparo, G., & Lauro Grotto, R. (2021). Development of a new measure for assessing mentalizing: The multidimensional mentalizing questionnaire (MMQ). Journal of Personalized Medicine, 11(4), 305–321. https://doi.org/10.3390/jpm11040305.
Hauschild, S., Kasper, L. A., Berning, A., & Taubner, S. (2023). The relationship between epistemic stance, mentalizing, paranoid distress and conspiracy mentality: An empirical investigation. Research in Psychotherapy: Psychopathology, Process and Outcome, 26(3), 706. https://doi.org/10.4081/ripppo.2023.706.
Hauser, S. T., Golden, E., & Allen, J. P. (2006). Narrative in the study of resilience. The Psychoanalytic Study of the Child, 61(1), 205–227. https://doi.org/10.1080/00797308.2006.11800771.
Hu, L., & 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.
Jurist, E. L. (2005). Mentalized affectivity. Psychoanalytic Psychology, 22(3), 426.
Kampling, H., Kruse, J., Lampe, A., Nolte, T., Hettich, N., Brähler, E., … Riedl, D. (2022). Epistemic trust and personality functioning mediate the association between adverse childhood experiences and posttraumatic stress disorder and complex posttraumatic stress disorder in adulthood. Frontiers in Psychiatry, 13, 919191. https://doi.org/10.3389/fpsyt.2022.919191.
Kampling, H., Riedl, D., Hettich, N., Lampe, A., Nolte, T., Zara, S., … Kruse, J. (2024). To trust or not to trust in the thrall of the COVID-19 pandemic: Conspiracy endorsement and the role of adverse childhood experiences, epistemic trust, and personality functioning. Social Science & Medicine, 341, 116526. https://doi.org/10.1016/j.socscimed.2023.116526.
Kárász, J. T., Nagy, O. N., Széll, K., & Takács, S. (2022). Cronbach-alfa: Vele vagy nélküle? Magyar Pszichológiai Szemle, 77(1), 81–98. https://doi.org/10.1556/0016.2022.00004.
Kopp, M. S., Schwarzer, R., & Jerusalem, M. (1993). Hungarian questionnaire in psychometric scales for cross-cultural self-efficacy research. Zentrale Universitats Druckerei der FU Berlin.
Li, E., Campbell, C., Midgley, N., & Luyten, P. (2023). Epistemic trust: A comprehensive review of empirical insights and implications for developmental psychopathology. Research in Psychotherapy (Milano), 26(3), 704. https://doi.org/10.4081/ripppo.2023.704.
Liotti, M., Fiorini Bincoletto, A., Bizzi, F., Tironi, M., Charpentier Mora, S., Cavanna, D., … Tanzilli, A. (2023). The catcher in the mind: Validation of the brief-mentalized affectivity scale for adolescents in the Italian population. Research in Psychotherapy, 26(3), 709. https://doi.org/10.4081/ripppo.2023.709.
Liotti, M., Milesi, A., Spitoni, G. F., Tanzilli, A., Speranza, A. M., Parolin, L., … Giovanardi, G. (2023). Unpacking trust: The Italian validation of the epistemic trust, mistrust, and credulity questionnaire (ETMCQ). Plos One, 18(1), e0280328. https://doi.org/10.1371/journal.pone.0280328.
Locati, F., Milesi, A., Conte, F., Campbell, C., Fonagy, P., Ensink, K., & Parolin, L. (2022). Adolescence in lockdown: The protective role of mentalizing and epistemic trust. Journal of Clinical Psychology, 79(4), 969–984. https://doi.org/10.1002/jclp.23453.
Luyten, P., & Fonagy, P. (2022). Integrating and differentiating personality and psychopathology: A psychodynamic perspective. Journal of Personality, 90(1), 75–88. https://doi.org/10.1111/jopy.12656.
Luyten, P., Malcorps, S., Fonagy, P., & Ensink, K. (2020). A mentalizálás felmérése. In A. Bateman, P. Fonagy (Szerk.), & É. Gáspár (Ford.), A mentalizáció alapú terápia kézikönyve (pp. 49–82). Budapest: Oriold és Társai Kiadó.
Parolin, L., Milesi, A., Comelli, G., & Locati, F. (2023). The interplay of mentalization and epistemic trust: A protective mechanism against emotional dysregulation in adolescent internalizing symptoms. Research in Psychotherapy: Psychopathology, Process, and Outcome, 26(3). https://doi.org/10.4081/ripppo.2023.707.
Riedl, D., Kampling, H., Kruse, J., Nolte, T., Labek, K., Kirchhoff, C., … Lampe, A. (2024). Epistemic trust is a critical success factor in psychosomatic rehabilitation — Results from a naturalistic multi-center observational study. Journal of Clinical Medicine, 13(1), 177. https://doi.org/10.3390/jcm13010177.
Rodríguez-Alcántara, R., & Barcelata Eguiarte, B. E. (2020). Development, factorial structure and reliability of the multidimensional scale of emotional regulation for adolescents (MSERA): Preliminary analysis. Revista de Psicología Clínica Con Niños y Adolescentes, 7(2), 32–41.
Rosenberg, M. (1965). Rosenberg self-esteem scale (RSE). Acceptance and Commitment Therapy. Measures Package, 61(52), 18.
Sallay, V., Martos, T., Földvári, M., Szabó, T., & Ittzés, A. (2014). A Rosenberg Önértékelés Skála (RSES-H): Alternatív fordítás, strukturális invariancia és validitás [Hungarian version of the Rosenberg self-esteem scale (RSES-H): An alternative translation, structural invariance, and validity]. Mentálhigiéné és Pszichoszomatika, 15(3), 259–275. https://doi.org/10.1556/Mental.15.2014.3.7.
Samuels, P. (2017). Advice on exploratory factor analysis. https://doi.org/10.13140/RG.2.1.5013.9766.
Schröder-Pfeifer, P., Talia, A., Volkert, J., & Taubner, S. (2018). Developing an assessment of epistemic trust: A research protocol. Research in Psychotherapy: Psychopathology, Process, and Outcome, 21(3), 330. https://doi.org/10.4081/ripppo.2018.330.
Sharp, C., & Rossouw, T. (2020). Borderline személyiségzavar patológiája serdülőkorban. In A. Bateman, & P. Fonagy (Eds.), A mentalizáció alapú terápia tankönyve (pp. 371–396). Budapest: Oriold és Társai Kiadó.
Sperber, D., Clément, F., Heintz, C., Mascaro, O., Mercier, H., Origgi, G., & Wilson, D. (2010). Epistemic vigilance. Mind & Language, 25(4), 359–393. https://doi.org/10.1111/j.1468-0017.2010.01394.x.
Szél, E., Kóródi, K., Jámbori, S., & Gori, A. (2023). A mentalizáció multidimenzionális kérdőívének (MMQ) magyar nyelvű adaptációja serdülők és fiatal felnőttek körében. Magyar Pszichológiai Szemle, 78(2), 221–249. https://doi.org/10.1556/0016.2023.00029.
Tamás, B., & Szabó, B. (2023). Serdülők életminősége a mentalizációs képesség és az érzelemszabályozás tükrében. Psychiatria Hungarica: A Magyar Pszichiátriai Társaság tudományos folyóirata, 38(2), 121–128.
Winnicott, D. (1999). Játszás és valóság. Budapest: Animula Kiadó.
Zimmer-Gembeck, M. J., & Skinner, E. A. (2016). The development of coping: Implications for psychopathology and resilience. In Developmental psychopathology (pp. 1–61). John Wiley & Sons, Ltd. https://doi.org/10.1002/9781119125556.devpsy410.
Függelék
Episztemikus bizalom, bizalmatlanság és hiszékenység kérdőív (ETMCQ)
Értékeld a következő állításokat aszerint, hogy mennyire igazak rád. Minden mondat esetén karikázz be egy számot 1–7 között, ami azt jelzi, hogy mennyire érzed igaznak az adott állítást. Ne gondolkozz sokat, általában az első válasz a legjobb.
| egyáltalán nem értek egyet | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | teljesen egyetértek |
| 1 | Ha személyes problémám adódik, általában kikérem mások tanácsát. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 |
| 2 | Könnyebben bízom meg abban az információban, és fogadom meg azt, ami olyan személytől származik, aki jól ismer engem. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 |
| 3 | Szívesebben járok utána a dolgoknak magam a neten, mint hogy más személyektől szerezzek információt. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 |
| 4 | Gyakran érzem, hogy az emberek nem értik, mit szeretnék, és mire van szükségem. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 |
| 5 | Gyakran naivnak tartanak, mert szinte bármit elhiszek, amit mások mondanak nekem. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 |
| 6 | Mikor másokkal beszélek, úgy érzem, könnyen meg tudnak győzni a mondandójukkal, még akkor is, ha az eltér attól, amit korábban hittem. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 |
| 7 | Néha egy beszélgetés egy olyan személlyel, aki régóta ismer engem, segítséget jelent nekem abban, hogy új szemszögből tekintsek magamra. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 |
| 8 | Nagyon hasznosnak tartom, ha mások elmondott tapasztalataiból tanulhatok. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 |
| 9 | Ha túlzottan megbízol abban, amit mások mondanak neked, valószínűleg bántódás ér majd. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 |
| 10 | Amikor valaki mond nekem valamit, az első reakcióm, hogy eltűnődöm azon, miért mondja ezt nekem. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 |
| 11 | Túl sokszor fordult elő velem, hogy nem a megfelelő ember tanácsát fogadtam meg. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 |
| 12 | Mondták már nekem, hogy túl könnyen befolyásolnak mások. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 |
| 13 | Ha nem tudom, mit tegyek, az első gondolatom, hogy megkérdezek valakit, akinek adok a véleményére. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 |
| 14 | Általában nem úgy cselekszem, ahogy mások tanácsolják, még akkor sem, ha úgy gondolom, valószínűleg maga a tanács helyénvaló. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 |
| 15 | A múltban előfordult, hogy rosszul ítéltem meg, ki az, akinek hihetek, és kihasználtak. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 |
Skálaképzés:
Bizalom: 1, 2, 7, 8, 13.
Bizalmatlanság: 3, 4, 9, 10, 14.
Hiszékenység: 5, 6, 11, 12, 15.
