Eredeti közlemények A TESTKÉP MÉRÉSE: A TESTI ATTITŰDÖK TESZTJÉNEK (BODY ATTITUDE TEST) PSZICHOMETRIAI VIZSGÁLATA *

Magyar Pszichológiai Szemle, 2010, 65. 3. 431–461. DOI: 10.1556/MPSzle.65.2010.3.1.

Eredeti közlemények

A TESTKÉP MÉRÉSE: A TESTI ATTITŰDÖK TESZTJÉNEK (BODY ATTITUDE TEST) PSZICHOMETRIAI VIZSGÁLATA* ———

– CZEGLÉDI EDIT1 PhD-diák – URBÁN RÓBERT1 – CSIZMADIA PÉTER2 1

ELTE PPK Pszichológiai Intézet, Személyiség- és Egészségpszichológiai Tanszék 2 Országos Egészségfejlesztési Intézet E-mail: [email protected]; [email protected]; [email protected] Beérkezett: 2008. 09. 01. – Elfogadva: 2009. 09. 17.

A Testi Attitűdök Tesztje (BAT) hazánkban is széles körben alkalmazott mérőeszköz, tudomásunk szerint azonban mindeddig nem történt meg a kérdőív magyar változatának nagyobb mintán végzett, széles körű pszichometriai elemzése. Vizsgálatunk ezt tűzte ki célul. Keresztmetszeti, kérdőíves kutatásunk résztvevői normális súlyú egyetemi hallgatónők, valamint egy munkahelyi életmód-változtató program női résztvevői voltak. Az adatgyűjtés során az alábbi mérőeszközöket használtuk: Testi Attitűdök Tesztje, Emberalakrajzok Tesztje, Rosenberg Önértékelési skála, Vonásszorongás skála. A konfirmatív faktorelemzés eredményei szerint a BAT belső struktúrája elfogadhatóan illeszkedik a vizsgált mintákon a PROBST, VANDEREYCKEN és munkatársai (1995) által evészavarban szenvedő nőkön azonosított faktorstruktúrához. A mérőeszköz megbízhatóságának mutatói (belső megbízhatóság, teszt-reteszt reliabilitás) kiválónak bizonyultak. A kérdőív konstruktum validitása is alátámasztást nyert. A kritérium validitást alátámasztják a testtömeg-indexszel és a saját alak méretének szubjektív megítélésével való pozitív korrelációk. A konvergens validitást pedig alátámasztja, hogy a kérdőív és alskálái egyaránt pozitív irányú kapcsolatot mutatnak a testképpel való elégedetlenség egy további mutatójával (nevezetesen az alakra vonatkozó én-énideál diszkrepanciával), valamint a vonásszoron*

Ezúton szeretnénk megköszönni Balogh Réka, Gégény Tibor, Gerencsér Erika, Gutmayer Anikó, Györkös Eszter, Karakai Nóra, Minyin Gabriella, Nagy András, Mezei Zsanett, Pál Edit, Sárkány Kinga, Somoskői Nóra, valamint Tóth Ágnes pszichológus hallgatók adatgyűjtésben nyújtott áldozatos segítségét. Külön köszönet Gábor Edinának és Monspart Saroltának, a Közösen – Könnyebben életmódváltoztató program vezetőinek, amiért hozzájárultak a kutatásunkhoz. Végül köszönetet kívánunk mondani valamennyi résztvevőnek a kutatásunkban való együttműködésükért.

431

432

Czeglédi Edit – Urbán Róbert – Csizmadia Péter

gással. A kedvezőtlen testi attitűdök és élmények emellett negatív irányú kapcsolatot mutatnak az önértékeléssel. Kulcsszavak:

Body Attitude Test, BAT, Testi Attitűdök Tesztje, testkép, elhízás, konfirmatív faktoranalízis, CFA

A testkép és a testre vonatkozó vélekedések, attitűdök összetett hatásrendszeren keresztül a kulturális, társadalmi és társas tényezők, valamint az egyéni jellemzők kölcsönös interakciójában alakulnak, és időben dinamikusan változnak (például GROGAN, 2006). A testi attitűdökkel és a testképpel összekapcsolódó pszichopatológiai kórképek és hangulatzavarok (POPE, PHILLIPS, OLIVARDIA, 2000; STICE, 2002; TÚRY, SZABÓ, 2000), valamint a kívánatosnak tartott test elérése érdekében alkalmazott egészségkárosító magatartásformák, úgymint a túlzott diétázás, a szélsőséges testedzés vagy például a dohányzás (például FRENCH, JEFFERY, 1995; NEUMARK-SZTAINER, PAXTON és munkatársai, 2006; STICE, SHAW, 2003) kutatása és megelőzése egyaránt fontossá teszi, hogy rendelkezzünk a testkép és a testi attitűdök jól konceptualizált és megbízhatóan operacionalizált meghatározásával. Mindezek mellett a testkép mérése és változásának követése kiemelt fontosságú az olyan pszichológiai intervenciók tervezésében, amelyek valamilyen módon a megjelenéssel kapcsolatosak, ideértve a testedzés elősegítését, a helyes táplálkozás fejlesztését, a testsúlykontrollt, a dohányzásról való leszokás támogatását és így tovább (GROGAN, 2006).

A TESTKÉP FOGALMA ÉS MÉRÉSE A testképben összegződnek többek között a saját testtel kapcsolatos észleletek – például a test méretére vonatkozó becslések –, érzések – például a testalakkal és mérettel kapcsolatos érzelmek –, gondolatok – például a test vonzerejével kapcsolatos értékelések (GROGAN, 2006). A testkép alatt éppen ezért rendszerint többdimenziós, neurofiziológiai (perceptuális élmények), pszichológiai (kognitív és affektív élmények) és viselkedéses komponenseket (például a test ellenőrzése) magába foglaló konstruktumot értünk (PROBST, PIETERS, VANDERLINDEN, 2008). E fogalom mérésére számos módszert – például interjú, projektív, perceptuális és önbeszámolós módszerek – dolgoztak ki. A legkorábbi kérdőívek egy dimenzióra fókuszáltak, és főként a testrészekkel való elégedetlenség szűk fogalmát fedték le. Az újabb kérdőívek több dimenziót térképeznek fel, és az attitűdök széles spektrumának felmérésére törekednek (PROBST, PIETERS, VANDERLINDEN, 2008). Jelenleg több mint 50 testképpel kapcsolatos mérőeszköz áll a kutatók rendelkezésére (lásd THOMPSON [2000, 2004] részletes, kritikai áttekintését).1 THOMPSON (2004) 1

E nagy szám ellenére mindössze néhány testképpel kapcsolatos mérőeszköznek dolgozták ki a magyar nyelvű változatát. Ennek zöme Túry Ferenc és Szabó Pál munkája. A jelen vizsgálat tárgyát képező Testi Attitűdök Tesztjén túl az alábbiakról van tudomásunk: Evési Zavar Kérdőív (GARNER,

432

A testkép mérése: a Testi Attitűdök Tesztjének (Body Attitude Test) pszichometriai vizsgálata

433

azonban rámutat arra, hogy az újabb és újabb mérőeszközök kifejlesztését csak ritkán követi átfogó pszichometriai elemzés. Gyakori eset, hogy egy széles körben alkalmazott mérőeszközről kiderül, hogy a megbízhatósága valójában elfogadhatatlanul alacsony. A Testi Attitűdök Tesztjének előnye, hogy kidolgozói a kezdetektől fogva komoly erőfeszítéseket tettek a megbízhatóság és a validitás vizsgálatára, így e kérdőív pszichometriai szempontból a jól bemért mérőeszközök közé tartozik. További előnye, hogy azon túl, hogy képes differenciálni az evészavarban szenvedő nők és az evészavarban nem szenvedő nők között, a Testi Attitűdök Tesztje képes differenciálni az egyes evészavar típusok között is: a bulimia nervosában szenvedő betegek szignifikánsan magasabb pontszámot érnek el, mint az anorexia nervosában szenvedő betegek (PROBST, VANDEREYCKEN és munkatársai, 1995; PROBST, VAN COPPENOLLE, VANDEREYCKEN, 1997; PROBST, PIETERS, VANDERLINDEN, 2008).

A TESTI ATTITŰDÖK TESZTJE A Testi Attitűdök Tesztje (Body Attitude Test, BAT) a szubjektív testélményt és a saját testtel kapcsolatos attitűdöt hivatott felmérni. VAN COPPENOLLE, PROBST és munkatársai (1990) elméleti úton megalapozott kérdőívük kifejlesztése során figyelembe vették az anorexia nervosában (AN), illetve bulimia nervosában (BN) szenvedő betegek testélményével kapcsolatos elképzeléseket, nevezetesen a testtel való elégedetlenséget, a test deperszonalizációját, a kövérség átható érzését, a saját testben való bizalom hiányát, a nyugtalanságot, valamint hiperaktivitást. Az eredetileg holland nyelven kidolgozott kérdőívet később számos nyelvre lefordították. A mérőeszköz magyar nyelvre történő adaptálását Túry Ferenc és Szabó Pál végezte el (TÚRY, SZABÓ, 2000).

A Testi Attitűdök Tesztjének faktorstruktúrája A BAT első, holland nyelvű változatát több száz betegen és kontrollszemélyen vizsgálták. Ennek során PROBST, VANDEREYCKEN és munkatársai (1995) arra törekedtek, hogy elvégezzék az összes elemzést, amely a modern pszichometria szerint szükséges, továbbá, hogy elegendő klinikai tapasztalatot gyűjtsenek össze. Munkájuk során 441 fős, evészavarban szenvedő (anorexia nervosa, bulimia nervosa, más módon nem osztályozott evészavarok) nőkből álló mintán feltáró vagy exploratív faktoranalízist végezve négy faktort azonosítottak, amelyek az összvariancia 64,2%-át magyarázták. Értelmezésük szerint az első három faktor egy––––––––––––––––– OLMSTEAD, POLIVY, 1983; TÚRY, SÁFRÁN, WILDMANN, LÁSZLÓ, 1997); Emberalakrajzok Tesztje (FALLON, ROZIN, 1985; TÚRY, SZABÓ, 2000); Testtel Kapcsolatos Befektetések Skálája (ORBACH, MIKULINCER, 1998; Szabó Pál fordítása); Tárgyiasított Test Tudatossági Skála (MCKINLEY, HYDE, 1996; JUHÁSZ, 2008).

433

434


ben alskálaként is használható. Elnevezésük az adott faktoron legerősebben töltődő tételek alapján történt. Az első, a testméret negatív értékelése (negative appreciation of body size) faktoron olyan tételek töltődnek, mint például „A csípőm túl szélesnek tűnik számomra” (3. tétel), vagy „Azt gondolom, túl kövér vagyok” (10. tétel). Ez a faktor alapvetően azt fejezi ki, hogy a személy túlzottan nagynak találja egyes testrészeit, illetve kövérnek érzi magát. A második faktoron, amely a saját test ismeretének hiányos volta2 (lack of familiarity with one’s own body) címkét viseli, olyan tételek töltődnek, mint például „Úgy tűnik nekem, mintha a testem nem is az enyém volna” (12. tétel), vagy „Olyan dolgok történnek a testemben, amelyek megijesztenek” (19. tétel). Ez a faktor a testtel kapcsolatos szorongás és distressz élményét képezi le. A harmadik faktor, a testtel való általános elégedetlenség (general body dissatisfaction) elnevezést kapta. Olyan tételek tartoznak hozzá, mint például „Ha összehasonlítom a saját testemet a kortársaiméval, elégedetlen vagyok vele” (1. tétel), illetve „Hajlamos vagyok elrejteni a testemet (például bő ruhákat hordok)” (7. tétel). Ez a faktor a külső megjelenéssel való általános elégedetlenség mértékét jelzi. A negyedik, mindössze két tételt tartalmazó faktort, a szerzők „maradék” („rest”) faktornak nevezik, és nem vonják be a további elemzésekbe. E faktorstruktúra összecseng a szerzők korábbi vizsgálatai során kapott eredményekkel (PROBST, VAN COPPENOLLE, VANDEREYCKEN, 1992). A kérdőív faktorstruktúrájának alátámasztására a mérőeszköz más nyelvre történő adaptálása során is kísérletet tettek. GILA, CASTRO és munkatársai (1999) a BAT spanyol változatának pszichometriai vizsgálatát 165 evészavarban szenvedő páciens (79 AN és 86 BN) és 220 egészséges iskolás lány bevonásával végezték el. A spanyol változat főkomponens elemzésének (VARIMAX rotáció) eredményeképpen az eredeti kérdőív felépítésének megfelelően négy faktort kaptak (megmagyarázott variancia 67,1%), de az eredetitől nagymértékben eltérő faktorstruktúrával. A különbségek hátterében álló okként a szerzők a minta életkorát, kultúráját és evészavar típus szerinti összetételét feltételezték. KASHIMA, YAMASHITA és munkatársai (2003) egyetemi hallgatónőkből álló mintán (n=630) folytatták le a kérdőív japán változatának exploratív faktoranalízisét3 (VARIMAX rotáció alkalmazásával). Ennek eredményeképpen három faktor rajzolódott ki: 1. a testtel való elégedetlenség, 2. a saját test ismeretének hiányos volta, 3. maradék faktor. Megmagyarázott variancia: 46,5%. Faktoranalízisük ugyanakkor nem tudta elkülöníteni a testméret negatív értékelése valamint a testtel való általános elégedetlenség faktort, amit a szerzők a kulturális különbségekkel próbáltak megmagyarázni. A fenti vizsgálatok azonban feltáró jellegű elemzések voltak, ráadásul a szerzők valójában főkomponens-elemzést végeztek faktoranalízis helyett.4 Tekintettel arra, 2

E faktor neve ezzel a fordítással szerepel LUKÁCS, MURÁNYI és TÚRY (2007) tanulmányában, ezért mi is ezt a megnevezést használjuk. 3

A szerzők először főkomponens-elemzésként nevezik meg az általuk alkalmazott eljárást.

4

Mindkét tanulmányban úgy utalnak a főkomponens-elemzésre, mint a PROBST, VANDEREYCKEN és munkatársai (1995) példája nyomán végzett elemzési módra, holott a forrásműben nem főkomponenselemzést, hanem faktoranalízist végeztek a szerzők.

434


435

hogy a főkomponens-elemzés célja nem a latens struktúra feltárása, hanem az eredeti változókészlet kisebb számú változóvá történő redukálása oly módon, hogy az aggregált változók a lehető legtöbb információtartalmat megőrizzék (FABRIGAR, WEGENER és munkatársai, 1999; SZÉKELYI, BARNA, 2002), ez az elemzési mód nem alkalmas egy hipotetikus faktorstruktúra alátámasztására. Az exploratív faktoranalízis sem alkalmazható erre a célra. A már létező mérési modell alátámasztására ugyanis az ún. megerősítő vagy konfirmatív faktorelemzés (confirmatory factor analysis, CFA)5 alkalmas (KLINE, 2005), amire pedig e mérőeszköz kapcsán tudomásunk szerint eddig sem a nemzetközi, sem pedig a hazai szakirodalomban nincs példa.

A Testi Attitűdök Tesztjének validitása PROBST, VANDEREYCKEN és munkatársai (1995) a kérdőív konstruktum validitásának vizsgálata során korrelációt számítottak a Testi Attitűdök Tesztje és más mérőeszközök között, úgymint 1. általános pszichopatológiai jelenségek és problémák mérőeszközei; 2. evéssel és testtel kapcsolatos specifikus attitűdöket felmérő kérdőívek; 3. a testészlelés mérése (videó torzítás); 4. számos további, klinikai jellemző. Az alábbiakban röviden összefoglaljuk a szerzők főbb eredményeit. 1. A pszichopatológiai jellegzetességek kapcsán elmondható, hogy a saját test ismeretének hiányos volta igen erős kapcsolatot mutat a szorongással, a depreszszióval, a szenzitivitással, a disszociatív élményekkel, a negatív önértékeléssel és a társas készségek hiányával. 2. Az evéssel és testtel kapcsolatos mérőeszközökkel kapott eredmények szerint a Testi Attitűdök Tesztje az Evési Zavar Kérdőív (Eating Disorder Inventory; GARNER, OLMSTEAD, POLIVY, 1983) alábbi skáláival mutat erős kapcsolatot: Karcsúság iránti késztetés; Testi Elégedetlenség, illetve Interoceptív tudatosság skála. A testméret negatív értékelése alskála az Evési Attitűdök Tesztje (Eating Attitudes Test; GARNER, GARFINKEL, 1979) esetében csak a Diétázás skálával mutatott szignifikáns (és egyben erős) kapcsolatot. 3. A videotorzításos módszer alkalmazása során azt találták, hogy a saját test méretének kognitív és affektív megítélése mérsékelt erősségű, pozitív irányú kapcsolatot mutat a Testi Attitűdök Tesztjével és alskáláival, míg a vágyott alak (ideális alak) megítélése erős, negatív irányú kapcsolatot mutat a testméret negatív értékelése alskálával. 4. A további jellemzők tekintetében azt érdemes kiemelni, hogy a Testi Attitűdök Tesztjén elért összpontszám igen gyenge, pozitív irányú kapcsolatot mutat az életkorral és az evészavar időtartamával. A testsúly, a testzsír százalék és a testtömeg-index erős, pozitív irányú kapcsolatot mutat a testméret negatív értékelése alskálával.

5

A továbbiakban a létező nomenklatúra hiányában a megerősítő és a konfirmatív faktorelemzés kifejezéseket egyaránt alkalmazzuk.

435

436


A fenti eredmények alátámasztják a mérőeszköz konvergens és divergens validitását. Újabb tanulmányukban PROBST, PIETERS és VANDERLINDEN (2008) az alábbi mérőeszközök alkalmazásával vizsgálták a Testi Attitűdök Tesztje konvergens validitását: Evészavar Kérdőív Karcsúság iránt késztetés és Testi Elégedetlenség skálája; Testalak Kérdőív (Body Shape Questionnaire; COOPER, TAYLOR és munkatársai, 1987); valamint Testi Attitűd Kérdőív (Body Attitude Questionnaire; BEN-TOVIM, WALKER, 1991). Az evészavarban szenvedő nőkből álló minták (163 AN és 93 BN beteg) esetében a Testi Attitűdök Tesztje igen erős kapcsolatot (r=0,64–0,82) mutatott az összes alkalmazott kérdőívvel. Az evészavarban nem szenvedő, gimnazista és egyetemi hallgató nőkből álló mintában (n=389) pedig a Testi Attitűd Kérdőív (r=0,32) kivételével ugyancsak erős kapcsolat mutatkozott az összes mérőeszközzel (r=0,71–0,89). A fenti eredmények ugyancsak alátámasztják a Testi Attitűdök Tesztjének konvergens validitását.

A Testi Attitűdök Tesztjének diszkriminatív ereje SCHROUT és FLEISS (1981) modelljének alkalmazásával PROBST, VANDEREYCKEN és munkatársai (1995) 36 pontban határozták meg azt a határértéket, amely elkülöníti az evészavarban szenvedő betegeket az ilyen problémával nem küzdőktől.6 A spanyol nyelvű változat esetében GILA, CASTRO és munkatársai (1999) a határérték 41 pontra történő emelését javasolták,7 a japán változat esetében pedig KASHIMA, YAMASHITA és munkatársai (2003) 51 pontban határozták meg a kritikus pontértéket.8 Látható, hogy igen nagy a bizonytalanság abban, hogy mi alkotja a normálisnak nevezhető testi attitűdök tartományát, hol húzható meg a kritikus határvonal; továbbá, hogy a különböző országok és kultúrák jelentősen eltérhetnek egymástól. Mindezt felismerve PROBST, PIETERS és VANDERLINDEN (2008) újabb tanulmányukban a kritikus pontérték hangsúlyozása helyett percentilisek segítségével kísérelték meg kijelölni a normatív értékek tartományát mind a klinikai (anorexia nervosában, illetve bulimia nervosában szenvedő páciensek), mind pedig a nem klinikai flamand populációra nézve. A teljes kérdőív és alskálái esetében a 25 percentilis alatti pontok azokat a személyeket jellemzik, akik láthatóan nem aggodalmaskodnak a testük miatt: vagy tagadják az aggodalmaikat önmaguk és mások előtt, vagy valóban nem aggódnak. A középső csoportba tartozó személyek (25–75 percentilis közötti pontérték) a testképpel kapcsolatos aggodalmaskodás, nyugtalanság átlagos, normatív szintjével jellemezhetőek. Végül a 75 percentilis fölötti értéket elérő személyek a testképpel kapcsolatos nyugtalanság extrém mértékével bírnak.

6

Szenzitivitás index=0,69; specificitás index=0,80; pozitív prediktív érték=0,75; negatív prediktív érték=0,80. 7

Szenzitivitás index=0,75; specificitás index=0,73.

8

Szenzitivitás index=0,65; specificitás index=0,63.

436


437

A Testi Attitűdök Tesztjének hazai alkalmazása A Testi Attitűdök Tesztje hazánkban is széles körben alkalmazott mérőeszköz. Az alábbiakban röviden bemutatunk néhány vonatkozó vizsgálatot. TREUER, KOPERDÁK és munkatársai (2005) a fizikai abúzus, a szexuális abúzus és a testképzavar összefüggéseit vizsgálták evészavarban (AN, BN) szenvedő nőbetegeknél (n=63). Eredményeik szerint a fizikai abúzust átélő nők (a minta 57%-a) esetében a testképzavar szignifikánsan súlyosabb, mint a fizikai abúzust el nem szenvedő nőknél. A hashajtóhasználat (a minta 46%-a) ugyancsak szignifikánsan súlyosabb testképzavarral járt együtt. A fizikai abúzussal ellentétben a szexuális abúzus előfordulása (a minta 29%-a) nem mutatott szignifikáns kapcsolatot a testképzavar súlyosságával. TREUER (2001) beszámol egy pszichodramatikus csoportterápia hatásvizsgálatáról és tapasztalatairól. Vizsgálata során nyolc evészavarban szenvedő felnőtt női páciens csoportterápiáját vezette három hónapon keresztül (hetente egy 90 perces foglalkozás). Eredményei szerint a strukturált pszichodramatikus csoportterápia a Test Attitűdök Tesztje összpontszámát átlagosan 1/3-ával csökkentette. Érdemes megemlíteni, hogy PROBST, VANDEREYCKEN és munkatársai (1999) a testképpel kapcsolatos attitűdök és élmények hasonló arányú javulásáról számolnak be evészavarban szenvedő női páciensek mintáján (112 AN, és 46 BN) egy többdimenziós, kognitív, viselkedéses és interakcionális komponenseket egyaránt tartalmazó, sokrétű kórházi kezelés eredményeképpen. LUKÁCS–MÁRTON, SZABÓ és VÁSÁRHELYI (2008) kutatásának célja a szépségiparban dolgozók testképének, evészavarának és egészségi állapotának felmérése volt. Abból indultak ki, hogy bizonyos foglalkozások (színészek, balett-táncosok, atléták) fokozott kockázatot jelentenek a testképzavarok, evészavarok előfordulására. Érvelésük szerint ilyen kockázati populációként jelenhetnek meg a szépségiparban dolgozók is, mivel szakmájuk által a szépség és a divatosság, karcsúság közvetítőiként jelennek meg. A szerzők vizsgálatában 270 (150 magyarországi, 120 erdélyi) fodrász, kozmetikus, manikűr/pedikűrös, fitnessoktató, illetve szoláriumban dolgozó szakember vett részt. Eredményeik szerint a szépségiparban dolgozó nők esetében a kóros testi attitűd előfordulása 22,8% volt (23,9% a magyarországi és 20,5% az erdélyi mintában). LUKÁCS, MURÁNYI és TÚRY (2007) kutatásuk során arra a kérdésre keresték a választ, hogy a katonai felsőoktatásban részt vevő hallgatók esetében a testi megjelenésre vonatkozó attitűdök eltérőek-e az általános egyetemi képzésben részt vevő hallgatók attitűdjeihez viszonyítva. Vizsgálatukba 480 katonai főiskolai és 752 általános egyetemi felsőoktatásban részt vevő, 18–30 év közötti férfi hallgatót vontak be. Eredményeik szerint a katonai főiskola hallgatóinak testi megjelenésre vonatkozó attitűdjei szignifikánsan pozitívabbak, mint az általános egyetemi képzésben részt vevő hallgatóké. A szerzők értelmezése szerint a katonai pálya hatása a testi attitűdök vonatkozásában specifikus eltéréseket mutat a „civil” populációhoz képest. Ennek a negatív hatások mellett (például anabolikus szteroidhasználat) pozitív következményei is lehetnek, ugyanis a testi attitűdöket pozitív irányban befolyásolja és a testideálok által meghatározott pszichés zavarok ellen hat. 437

438


VIZSGÁLATUNK CÉLKITŰZÉSEI Bár a hazai kutatások során igen sokféle mintán alkalmazták e mérőeszközt, tudomásunk szerint azonban mindeddig nem történt meg a Testi Attitűdök Tesztje magyar változatának nagyobb mintán végzett, széles körű pszichometriai elemzése. A jelen vizsgálat ezt tűzte ki célul, oly módon, hogy felmérje a mérőeszköz alkalmazhatóságát normális súlyú nők (BMI = 18,5–24,9 kg/m2), továbbá túlsúlyos (BMI = 25–29,9 kg/m2) és kövér (BMI ≥ 30 kg/m2) nők körében is. Tanulmányunkban ez utóbbi két súlycsoportra való együttes utalás az „elhízott” jelző alkalmazásával történik. Előbbi törekvésünk hátterében az a tény áll, hogy a testképpel való elégedetlenség normatív jelenséggé vált a nyugati társadalomban élő nők körében (RODIN, SILBERSTEIN, STRIEGEL-MOORE, 1985; HEINBERG, 2000; TIGGEMANN, 2004), így szükség van az ezt felmérő adekvát mérőeszközökre, ezért indokolttá vált e kérdőív konstruktum validitásának és megbízhatóságának normális súlyú nők mintáján történő bemutatása. A kérdőív elhízott nőkön történő alkalmazását PROBST, VANDEREYCKEN és munkatársai (1995) vetik fel tanulmányuk kitekintésében. Mintaválasztásunkat indokolja az a tény is, hogy az evészavarok tárgyalásakor általában kevesebb szó esik az elhízásról, a figyelem elsősorban az anorexia nervosa és a bulimia nervosa felé irányul, holott az elhízás prevalenciája dinamikusan nő mind a gyermek, mind pedig a felnőtt lakosság körében, ráadásul az elhízást a World Health Organization a tíz legsúlyosabb betegség közé sorolja (WHO, 1998). Tekintettel arra, hogy nincs tudomásunk specifikusan az elhízott nők testképének felmérésére szolgáló kérdőívek magyar nyelvű változatairól vagy hazánkban kidolgozott mérőeszközeiről, szükségesnek tartottuk megvizsgálni, hogy az evészavar egy további formája, az elhízás esetében is alkalmazható-e a Testi Attitűdök Tesztje.

A VIZSGÁLAT MÓDSZERTANA

Vizsgálati személyek Az adatokat három független mintából gyűjtöttük. Az elemzések során ezeket a mintákat sehol nem vontuk össze, az eredményeket a mintákra lebontva közöljük. A vizsgálatban egyrészt az Eötvös Loránd Tudományegyetem 659 pedagógia szakos, illetve tanár szakos képzést folytató hallgatónője vett részt (a továbbiakban ELTE-minta). A vizsgálatban való részvétel önkéntes volt, a hallgatók nyomtatott formában vagy e-mailben kapták meg a kérdőíveket. Az adatgyűjtés 2007. február és 2008. április között zajlott. Kizáró kritériumként az alultápláltságot, illetve túlsúlyt/kövérséget (WHO, 1998 kritérium), a cukorbetegséget, valamint a pajzsmirigybetegséget határoztuk meg. A vizsgálatból kizárt személyek (összesen 185 fő) az alábbi módon oszlottak meg a kizárási kritériumok mentén: 2 fő cukorbetegség, 7 személy pajzsmirigy betegség miatt, további 7 személy nem specifikált hor438


439

monális betegség miatt kezelés alatt állt; egy fő pedig nem válaszolt a betegségekre vonatkozó kérdésre. 111 személy alultáplált, 56 fő pedig túlsúlyos vagy kövér. Egy résztvevőnél hiányzott a testmagasságra vonatkozó adat. A végső mintát 474 személy alkotta. A hallgatónők átlagéletkora 21,6 év (szórás: 2,25; terjedelem: 18– 36 év); testtömeg-index (BMI) átlaga 21,0 kg/m2 (szórás: 1,67; terjedelem: 18,51– 24,98 kg/m2). A résztvevők 96%-a érettségivel, 6%-a főiskolai vagy egyetemi diplomával rendelkezik. Családi állapotát tekintve a minta 84%-a hajadon, 14%-a élettársi kapcsolatban él, 2%-a házas. Lakóhelyüket tekintve a résztvevők 47%-a Budapesten, 38%-a vidéki városban, 9%-a (nagy)községben, 6%-a pedig falun él. A második mintát az Országos Egészségfejlesztési Intézet Közösen – Könnyebben című munkahelyi, csoportos életmód-változtató programjának9 női résztvevői alkották (a továbbiakban OEFI-minta). Az adatgyűjtés 2007 novemberében zajlott, a program résztvevőinek első mérlegelése során. A kérdőív kitöltése önkéntes volt. A program résztvevőinek 15%-a megtagadta a vizsgálatban való részvételt. Tekintettel az alultáplált (BMI<18,5 kg/m2) válaszadók alacsony számára (4 fő), az alultáplált személyeket kizártuk a vizsgálatból. A végső mintát 407 fő alkotta. Átlagéletkor 39,2 év (szórás: 10,45; terjedelem: 21–66 év); a BMI átlaga 26,5 kg/m2 (szórás: 5,03; terjedelem: 18,75–46,77 kg/m2). A résztvevők 10%-a alapfokú iskolai végzettséggel, 32%-a érettségivel, 58%-a főiskolai vagy egyetemi diplomával rendelkezik. Családi állapotát tekintve a minta 20%-a hajadon, 14%-a élettársi kapcsolatban él, 47%-a házas, 14% elvált, 4% özvegy. Lakóhelyüket tekintve a résztvevők 36%-a Budapesten, 49%-a vidéki városban, 15%-a községben él. Az OEFIminta 44,5%-a (n = 181) normális súlyú; 55,5%-a pedig túlsúlyos vagy kövér (n = 226). Célkitűzésünknek megfelelően az elemzéseket a súlycsoport szerinti bontásban folytattuk le. A harmadik mintát az ELTE Pedagógiai és Pszichológiai Karának 134 alsóéves pszichológiaszakos hallgatója (12 férfi és 122 nő) alkotta. A hallgatók mintegy kétharmada egy tanegység választható előfeltételei közül önkéntesen vett részt ebben a vizsgálatban. Az adatfelvétel 2008 áprilisában, 2 hetes intervallumban zajlott. Kizáró tényezők: alultápláltság, valamint túlsúly/elhízás (WHO, 1998). A vizsgálatba csak a nőket vontuk be. A végső mintát 90 fő alkotta. A mintában az életkori átlag 21,4 év (szórás: 3,30; terjedelem: 19-34 év); a testtömeg-index átlaga: 20,7 kg/m2 (szórás: 1,32; terjedelem: 18,59–23,88 kg/m2). Családi állapot: 82% hajadon, 15% élettársi kapcsolatban él, 3% házas. Legmagasabb iskolai végzettség: 93% érettségi, 7% egyetemi/főiskolai diploma. Lakóhely: 38% Budapest, 48% város, 14% (nagy)község és falu. Ezt a mintát kizárólag a Testi Attitűdök Tesztje, az Emberalakrajzok Tesztje és az önbeszámolóval nyert adatok alapján kiszámított testtömeg-index időbeli stabilitásának tesztelése céljából alkalmaztuk.

9

E program elsődleges célja nem a súlycsökkentés, hanem általános életmód-változtatás (például egészséges táplálkozás, fizikai aktivitás növelése) elérése volt.

439

440


A vizsgálatban alkalmazott mérőeszközök Alapadatokra vonatkozó kérdőív: a szocioökonómiai státus mutatói (családi állapot, legmagasabb iskolai végzettség, állandó lakóhely); rákérdeztünk a testsúlyra (kg) és a testmagasságra (cm). A kéthetes intervallumban felvett, önbeszámoló adatokkal nyert testtömeg-index teszt-reteszt reliabilitása a pszichológiaszakos hallgatónőkből álló mintánkban (n=90) kiválónak bizonyult: r = 0,97 (p < 0,001). Az OEFI-minta esetében ténylegesen mért antropometriai adatok álltak rendelkezésre. Az egyetemista mintákban feltettünk arra vonatkozó eldöntendő kérdéseket is, hogy kezelik-e a személyt cukorbetegséggel, pajzsmirigybetegséggel, illetve egyéb hormonális betegséggel. Testi Attitűdök Tesztje: húsz tételből áll (18 egyenes és 2 fordított irányú), amelyeket hatfokozatú (0: soha; 5: mindig), Likert-típusú skálán kell értékelni. A maximálisan elérhető pontszám 100. Minél magasabb az elért pontszám, annál kedvezőtlenebb a testélmény. A mérőeszköz belső megbízhatósága és idői stabilitása megfelelőnek bizonyult a különböző vizsgálatokban. Cronbach α: 0,93; tesztreteszt reliabilitás 0,72–0,95 (PROBST, VANDEREYCKEN és munkatársai, 1995). A spanyol változat esetében Cronbach α: 0,92; teszt-reteszt reliabilitás: 0,91 (GILA, CASTRO és munkatársai, 1999). Emberalakrajzok Tesztje: a FALLON és ROZIN (1985) által kidolgozott teszt kilenc női és kilenc férfialakot ábrázol fekete-fehér, sematikus rajzok formájában, két sorban. A rajzok különböző tápláltsági állapotú embereket jelenítenek meg, balról jobbra haladva extrém soványtól az extrém kövérig (1–9). A kép alatt hét kérdés áll. A vizsgálati személynek ki kell választania az emberalakok közül a saját testének és a saját testideáljának megfelelő képet, azt a férfi és női alakot, amelyet ideálisnak, illetve a legvisszataszítóbbnak tart, valamint azt az alakot, amely véleménye szerint a másik nem számára a legvonzóbb (TÚRY, SZABÓ, 2000). E mérőeszközt csak az egyetemi hallgatónők mintáin alkalmaztuk. A pszichológiaszakos hallgatónőkből álló mintánkban (n=90) kéthetes intervallumban felvett adatok teszt-reteszt reliabilitása kiváló. A saját alak méretének megítélése esetében a Spearman-féle rangkorrelációs együttható (rs) 0,83 (p < 0,001). Az ideális saját alak méretének megítélése esetében a rs=0,79 (p < 0,001); a saját alak és ideálisnak tartott saját alak közötti távolság (azaz én–én-ideál diszkrepancia) esetében a rs=0,84 (p < 0,001). Vonásszorongás Skála: a Spielberger által kidolgozott Állapot- és Vonásszorongás Kérdőív különálló, önbeszámolós skálákat tartalmaz az állapot- és vonásszorongás mérésére. A kutatásban használt Vonásszorongás skála (STAI–H, F. X–2) húsz állítást tartalmaz, egyenes és fordított irányú tételeket egyaránt. Az állításokkal való egyetértés mértékét négyfokú, Likert-típusú skálán kell értékelni (SIPOS, SIPOS, SPIELBERGER, 1988). Mintáinkban a kérdőív belső konzisztenciája megfelelőnek bizonyult: a Cronbach α értéke mind az ELTE-mintában, mind pedig az OEFI-mintában 0,91 volt. Rosenberg-féle Önértékelési skála: a ROSENBERG (1965) által kidolgozott önjellemzős kérdőív az általános (globális) önértékelést az önelfogadásra és az önmagunk értékességére vonatkozó tételek segítségével méri. A 10 itemből álló, négyfokú, 440


441

Likert-típusú skálán értékelendő kérdőív egyenes és fordított tételeket egyaránt tartalmaz (PAKSI, FELVINCZI, SCHMIDT, 2004). Mintáinkban a skála belső konzisztenciája megfelelő: a Cronbach α az ELTE-mintában 0,85, az OEFI-mintában pedig 0,79.

A vizsgálatban alkalmazott elemzések Vizsgálatunk egyik célkitűzése a Testi Attitűdök Tesztje belső struktúrájának igazolása volt normális súlyú, illetve elhízott nők mintáján. Ehhez konfirmatív faktorelemzést végeztünk, mert ez az elemzési technika alkalmas arra, hogy tesztelje az a priori mérési modell érvényességét (KLINE, 2005). A konfirmatív elemzés alkalmazásának jobbára az alábbi három megközelítése létezhet (RAYKOV, MARCOULIDES, 2006). A konfirmatív faktorelemzés alkalmazására akkor kerül sor, ha egy adott mérési modell esetében a vizsgálat tárgya a mérési modell elfogadása vagy elutasítása. A jelen esetben a Testi Attitűdök Tesztjének más nyelven és más kultúrában azonosított faktorstruktúrájának alátámasztása vagy elvetése az elsődleges cél. A második lehetőség a konfirmatív elemzés alkalmazására, ha több versengő mérési modell javasolható, és az elemzés során választás történik ezek között. Azt is vizsgáljuk, hogy a Testi Attitűdök Tesztjének alternatív mérési modelljeihez képest az eredetileg elfogadott négyfaktoros struktúra jobb illeszkedést mutat-e. Ilyen alternatív modellként számításba jön a Testi Attitűdök Tesztjének egyfaktoros modellje. Az egyfaktoros modell vizsgálatával teszteljük azt a lehetőséget, hogy a Testi Attitűdök Tesztjének minden tétele ugyanazt a konstruktumot méri. Amennyiben az egyfaktoros modell legalább ugyanolyan jó illeszkedést mutat, mint a négyfaktoros, akkor nincs jogunk elvetni azt a lehetőséget, hogy a tételek a négy faktor helyett csak egy faktort reprezentálnak. A konfirmatív faktorelemzés alkalmazásának harmadik lehetősége némileg exploratív jellegű. Ebben az esetben a feltételezett mérési modell nem megfelelő illeszkedése esetében a modell változtatása történik a megfelelő illeszkedés elérése céljából. Az elemzési módszernek ilyen alkalmazását a jelen vizsgálatban nem tervezzük. Erre csak akkor kerülhet sor, amennyiben az egyik versengő modell sem mutat kielégítő illeszkedést. A konfirmatív faktorelemzés alkalmazásának egyik fontos feltétele, hogy a minta megfelelően nagy legyen. Általánosan elfogadott, hogy 100 fős minta alatt nem végezhetünk ilyen elemzést, 100–200 fő között az elemzés már elvégezhető, de az eredmények értékelésénél óvatosan kell eljárni. 200 fő fölött pedig már elég nagy a minta az ilyen elemzések lefolytatásához (KLINE, 2005). Vizsgálatunk mintáinak elemszáma teljesíti ezt a feltételt. A Testi Attitűdök Tesztjének konfirmatív faktorelemzését tudomásunk szerint eddig nem közölték sem a hazai, sem pedig a nemzetközi szakirodalomban. A konfirmatív faktorelemzés mellett megvizsgáltuk a mérőeszköz megbízhatóságát a különböző mintákban. A belső megbízhatóság ellenőrzésére Cronbach αmutatókat számítottunk. A teszt-reteszt reliabilitás vizsgálata során korrelációt számítottunk a két hét eltéréssel felvett adatok között, amire azonban csak egy csoportban volt lehetőségünk. 441

442


A mérőeszköz konstruktum validitásának további ellenőrzésére korrelációt számítottunk a testtömeg-indexszel, a saját alak méretének megítélésével, a testképpel való elégedetlenség egy mutatójával (én–én-ideál diszkrepancia az Emberalakrajzok Tesztjében; THOMPSON, 2000), továbbá a vonásszorongással és az önértékeléssel. A változók normális eloszlása esetében a korrelációs elemzéseknél Pearson-féle korrelációs együtthatót számítottunk. A normalitás jelentős megsértése esetében a Spearman-féle rangkorrelációs eljárást alkalmaztuk. A csoportok átlagának összehasonlítása független mintás t-próbával történt. A szóráshomogenitás előfeltétel sérülése esetében a kétmintás t-próba robusztus változatát, a Welch-féle d-próbát alkalmaztuk. Az adatok elemzése az SPSS 14.0 és az AMOS 4.01 statisztikai programcsomagokkal történt. Az OEFI-mintát normális súlyú csoportra és túlsúlyos/kövér csoportra bontva az elemzéseket külön-külön folytattuk le.

EREDMÉNYEK

A Testi Attitűdök Tesztjének konfirmatív faktorelemzése Konfirmatív faktorelemzéssel vizsgáltuk meg azt, hogy a különböző mintákon kapott adataink jól illeszkednek-e a PROBST, VANDEREYCKEN és munkatársai (1995) által holland, evészavarban szenvedő női mintán azonosított faktorstruktúrához. Elsőként a normális súlyú egyetemi hallgatónőkből álló mintát (ELTE-minta, n=474) vizsgáltuk meg. Az 1. ábra bemutatja a kérdőív vizsgált faktorszerkezetét és az elemzés során kapott standardizált együtthatókat. Az illeszkedési mutatók kapcsán elmondható, hogy a CMIN-mutató szignifikáns ugyan (χ2(164)=698,0; p < 0,001), de ezt a mutatót rendszerint túlságosan idealisztikusnak tartják, ráadásul érzékeny a nagy elemszámra és a struktúra komplexitására egyaránt (BYRNE, 2001; MARSH, BALLA, MCDONALD, 1988). Egyes ajánlások szerint nagy minták esetében a khi-négyzet és a szabadságfok hányadosát (CMIN/DF) kell figyelembe venni, amelynek értéke 2 és 5 között fogadható el (MARSH, HOCEVAR, 1985). Esetünkben ez az érték 4,26, azaz az elfogadható tartományba esik. A struktúra további alátámasztásához a minta méretére és a faktorstruktúra komplexitására kevésbé érzékeny, robusztus indikátorokat alkalmaztunk. A komparatív illeszkedési index (CFI), értéke a tesztelt modell esetében 0,961. Jól illeszkedő modell esetében e mutató értékének 0,95-nél nagyobbnak kell lennie (HU, BENTLER, 1999). A további illeszkedési mutatók hasonlóan jó illeszkedést mutatnak (IFI: 0,961; Tucker–Lewis-index: 0,950). Az RMSEA- (root mean square error approximation) mutató értéke (0,083) is még elfogadható illeszkedést mutat. Az eredményeket az 1. táblázatban mutatjuk be részletesen.

442


1. faktor

443

0,56

03. tétel

0,76

05. tétel

0,22

06. tétel

0,83

10. tétel

0,75

11. tétel

0,81

13. tétel

0,52

16. tétel

0,61

02. tétel

0,69

04. tétel

0,42

09. tétel

0,70

12. tétel

0,83

14. tétel

0,72

17. tétel

0,50

19. tétel

0,72

01. tétel

0,47

07. tétel

0,78

08. tétel

0,74

18. tétel

0,36

15. tétel

1,44

20. tétel

0,77

0,95 2. faktor

0,16 0,82 0,15

3. faktor 0,16

4. faktor

1. ábra. A Testi Attitűdök Tesztje konfirmatív faktorelemzése alapján alátámasztott faktorstruktúra (ELTE-minta, n=474). Illeszkedési mutatók: χ2(164)=698,0, p < 0,001; CMIN/DF=4,256; CFI=0,961; IFI=0,961; TLI=0,950; RMSEA=0,083. A tételekhez vezető nyilakon a standardizált regressziós együtthatókat, a faktorok közötti, kétirányú nyilakon pedig a korrelációs együtthatókat tüntettük fel. A maradék (4.) faktor és a többi faktor közötti korrelációk kivételével az összes együttható szignifikáns.

443

444

444



445

A fenti eredményeket sikerült reprodukálni az OEFI-minta normális súlyú almintáján (lásd 1. táblázat). A khi-négyzet-próba értéke ezúttal is szignifikáns ugyan, azonban a khi-négyzet és a szabadságfok hányadosa (1,987) ez esetben is a megfelelő tartományba esik. A robusztus illeszkedési mutatók ismét jó illeszkedésre utalnak (CFI=0,966; IFI=0,966; TLI=0,956). Az RMSEA-mutató 0,074-es értéket vesz fel, amely közepesnél valamivel jobb illeszkedést jelez. A PROBST, VANDEREYCKEN és munkatársai (1995) által evészavarban szenvedő nőkön azonosított faktorstruktúra az általunk vizsgált elhízott nők mintáján is alátámasztást nyert. Az elemzés során az alábbi illeszkedési mutatókat kaptuk: χ2(164)=404,4, p < 0,001; CMIN/DF=2,466; CFI=0,965; IFI=0,965; TLI=0,955; RMSEA=0,081 (részletesen lásd 1. táblázat). A kérdőív tesztelt faktoriális struktúráját, és az elemzés során az elhízott nőknél kapott standardizált együtthatókat a 2. ábrán mutatjuk be. Az együtthatók mintázata igen hasonló az egyetemista mintán kapott eredményekhez. Az egyetlen lényeges különbség, hogy az elhízott nők mintáján a maradék faktor szignifikáns korrelációt mutat a többi faktorral. Többcsoportos (multigroup)10 megközelítést alkalmazva a két OEFI-almintát egyszerre léptettük be a modellbe, volt tehát egy normális súlyú csoport és egy elhízott csoport. A CMIN/DF és a robusztus indikátorok ezúttal is jó illeszkedésre utalnak, emellett a korábban csak közepes illeszkedést jelző RMSEA-mutató értéke olyannyira lecsökkent (0,055; CI90=0,050–0,060), hogy megközelíti a jó illeszkedésre utaló értéket. Elmondható tehát, hogy a tesztelt faktorstruktúra mind a normális súlyú, mind pedig az elhízott női alminta adataira jól illeszkedik. Az eredményeket az 1. táblázat foglalja össze. A Testi Attitűdök Tesztje tételeinek faktorsúlyai szignifikánsak és megfelelő erősséggel töltődnek a megfelelő faktoron. Csupán a 6. és a 9. tétel faktorsúlya lényegesen alacsonyabb az ideálisnak tekintett 0,5–0,6 értékeknél. A testméret negatív értékelése faktorhoz tartozó 6. tétel esetében az alacsony faktorsúly hátterében a tétel tartalma állhat: „Azt gondolom, hogy a melleim túl nagyok”. Egyes vizsgálatok eredményei (például THOMPSON, TANTLEFF, 1992; TANTLEFF-DUNN, 2001) azt mutatják, hogy a nők hajlamosak kisebbnek észlelni a mellüket, mint amekkorát ideálisnak gondolnak; és sokkal kisebbnek észlelik a mellüket, mint amekkorát „férfiak számára” vonzónak vélnek. Noha a férfiak valóban nagyobb kebleket tartanak ideálisnak, mint a nők, a nők felülbecsülik a férfiak által ténylegesen preferált méretet. Tekintettel arra, hogy ugyanezen kutatások további eredményei szerint a nagyobb mellméret számos kedvező jellemző tulajdonításával (például népszerűség, önbizalom vagy akár intelligencia) van kapcsolatban, feltehetően a mell az a testrész, amely kapcsán a nők csak ritkán éreznek elégedetlenséget a túlzott mérete miatt. A saját test ismeretének hiányos volta faktorhoz tartozó 9. tétel esetében („Könnyű számomra ellazítani a testemet”) az alacsony faktorsúly hátterében a tétel fordított irányú megfogalmazása húzódhat meg. Elképzelhető, hogy a tétel tartalma is szerepet játszik az alacsony faktorsúlyban, ugyanis a legtöbb, e faktoron töltődő tétel konkrét distressz-érzést jelenít meg (például feszültség, 10

A többcsoportos elemzés során a tesztelt mérési modell keresztvalidálása történik, azaz a mérési modell invarianciáját vizsgáljuk két vagy több független csoportban (BYRNE, 2001).

445

446


1. faktor

0,61

03. tétel

0,59

05. tétel

0,26

06. tétel

0,79

10. tétel

0,81

11. tétel

0,72

13. tétel

0,63

16. tétel

0,57

02. tétel

0,69

04. tétel

0,26

09. tétel

0,71

12. tétel

0,83

14. tétel

0,69

17. tétel

0,57

19. tétel

0,46

01. tétel

0,67

07. tétel

0,75

08. tétel

0,59

18. tétel

0,49

15. tétel

1,00

20. tétel

0,91

0,96

2. faktor 0,40

0,90

3. faktor 0,38 0,41

4. faktor

2. ábra. A Testi Attitűdök Tesztje konfirmatív faktorelemzése alapján alátámasztott faktorstruktúra (OEFI-minta elhízott nők, n=2026). Illeszkedési mutatók: χ2(164)=404,4, p < 0,001; CMIN/DF=2,466; CFI=0,965; IFI=0,965; TLI=0,955; RMSEA=0,081. A tételekhez vezető nyilakon a standardizált együtthatókat, a faktorok közötti kétirányú nyilakon pedig a korrelációs együtthatók értékeit tüntettük fel. Valamennyi együttható szignifikáns.

446

447


szorongás, érzéketlen tárgy érzése). Az ellazulás kérdése talán kevésbé szorosan tartozik a testkép eme aspektusához. A faktorok közötti korrelációk erősebbek, mint a PROBST, VANDEREYCKEN és munkatársai (1995) által evészavarban szenvedő nők mintáján kapott korrelációk. A szerzők csak az első három faktor interkorrelációinak adatait közlik, amelyek 0,65–0,69 közötti értéket vesznek fel. Az eredeti faktoriális struktúra tesztelése után további elemzéseket folytattunk le annak vizsgálata céljából, hogy az alternatív mérési modell (nevezetesen az egyfaktoros struktúra) nem eredményez-e jobb illeszkedést. Az alternatív modell tesztelésének eredményeképpen kapott illeszkedési mutatókat a 2. táblázatban mutatjuk be. Mivel egymásból származtatható (hierarchikus) modellekről van szó, az eredeti és az alternatív faktoriális struktúra illeszkedésének összehasonlítására alkalmazható az ún. khi-négyzet különbség próba (KLINE, 2005). Ennek során a két faktorstruktúra khi-négyzetének, illetve szabadságfokának különbségét képezzük. Mivel az így kapott érték továbbra is khi-négyzet-eloszlást követ, ezért megvizsgálhatjuk, hogy e khi-négyzet-érték az adott szabadságfok mellett szignifikánse vagy sem. A khi-négyzet-érték szignifikáns volta rámutat arra, hogy a két faktorstruktúra, azaz a két mérési modell adatokhoz való illeszkedésének mértéke szignifikánsan különbözik egymástól. A kettő közül az a faktorstruktúra illeszkedik jobban az adatokra, amelynek alacsonyabb az eredeti khi-négyzet-értéke (KLINE, 2005). Az egyfaktoros mérési modell tesztelése során kapott khi-négyzet-értékek és szabadságfokok összevetése az eredeti, négyfaktoros struktúra khi-négyzet-mutatóival és szabadságfokaival valamennyi minta esetében azt az eredményt hozta, hogy az adatok szignifikánsan jobban illeszkednek az eredeti négyfaktoros struktúrára, mint az alternatív egyfaktoros struktúrára.

2. táblázat. Az alternatív faktoriális struktúrák tesztelése során kapott eredmények

Minta

Egyfaktoros modell χ2 (df)

Eredeti χ2 (df)

A χ2 különbsége

Szabadságfok különbsége

p

ELTE-minta

1077,0 (170)

698,0 (164)

379,0

6

< 0,0001

325,9 (164)

112,1

6

< 0,0001

404,4 (164)

075,0

6

< 0,0001

730,3 (328)

187,1

121

< 0,0001

Normális súlyú nők 0438,0 (170) (OEFI-minta) Elhízott nők 0479,4 (170) (OEFI-minta) Többcsoportos elem0917,4 (340) zés (OEFI-minta)

447

448


A Testi Attitűdök Tesztjének megbízhatósága Belső konzisztencia A Testi Attitűdök Tesztje belső megbízhatóságának ellenőrzésére Cronbach αmutatókat számítottunk. Az eredmények szerint a mérőeszköz és alskálái belső konzisztenciája kifejezetten jó: a Cronbach α-együtthatók a különböző mintáknál a teljes kérdőív esetében 0,89–0,90; míg az alskálák esetében 0,66–0,83 közötti értéket vesznek fel. Teszt-reteszt reliabilitás Míg a Cronbach α a skálák belső konzisztenciáját, a teszt-retesz megbízhatóság a skálák időbeli stabilitását mutatja. A pszichológia szakos hallgatónők mintáján (n=90) végzett teszt-reteszt reliabilitás vizsgálat ugyancsak kiváló eredményt hozott. A Testi Attitűdök Tesztjén két időpontban mért összpontszám Pearson-féle korrelációs együttható értéke 0,92-nek (p < 0,001; CI95=0,89-0,96) adódott. Hasonlóan jó eredmény mutatkozott a BAT alskálái esetében is. A teszt-reteszt korrelációs együttható értéke a testméret negatív értékelése alskálán 0,90 (p < 0,001; CI95=0,86-0,93); a saját test ismeretének hiányos volta alskálán 0,89 (p < 0,001; CI95=0,84–0,93); végül a testtel való általános elégedetlenség alskálán 0,86 (p < 0,001; CI95=0,80-0,91). A fenti eredmények azt mutatják, hogy az alskálák időbeli stabilitása kiváló. A teszt-reteszt reliabilitás vizsgálatát tételekre lebontva is elvégeztük. A Spearman-féle rangkorrelációs együtthatók 0,57–0,86 közötti értéket vesznek fel (p < 0,001). A tételek 50%-a esetében a korrelációs együttható értéke eléri vagy meghaladja a 0,70-et. Az egyes tételek időbeli stabilitása tehát megfelelő vagy kifejezetten jó.

A Testi Attitűdök Tesztjének validitása A kérdőív konstruktum validitásának vizsgálata keretében a faktoriális szerkezet tesztelésén túl a mérőeszköz kritérium és a konvergens validitását vizsgáltuk. A kritérium validitás vizsgálata során kritériumként a testtömeg-indexet, a testtömeg-index által meghatározott testsúly-kategóriát alkalmaztuk a túlsúlyos és a normális súlyú csoportok összehasonlításával, valamint a csoportokon belüli korrelációk elemzésével (3. táblázat). A kérdőív kritérium validitása A testsúlycsoportok összehasonlítása: A csoportos összehasonlításra az OEFI-minta két alcsoportja (normális súlyúak vs. elhízottak) adott módot. A két csoport átlagának összehasonlításához független mintás t-próbát alkalmaztunk. Az alapstatisztikát, a próbastatisztika értékeket, és a hatásméretet mutatók (Cohen d) becsült értékeit a 3. táblázatban közöljük. 448


449

3. táblázat. Az alkalmazott mérőeszközök alapstatisztikája és az OEFI-minta két súlycsoportjának összehasonlításával kapott eredmények (független mintás t-próba, hatásméret-mutató)

Skálák

ELTE-minta OEFI-minta átlag Normális súly Elhízottak (szórás) átlag (szórás) átlag (szórás) n=474 n=181 n=226

t-értéka (Cohen d)

Testi Attitűdök Tesztje Teljes kérdőív A testméret negatív értékelése alskála A saját test ismeretének hiányos volta alskála Testtel való általános elégedetlenség alskála Vonásszorongás skála Rosenberg-féle Önértékelési skála Emberalakrajzok Tesztje Saját alak Ideális saját alak Saját alak és ideális saját alak közötti távolság

32,8 (14,34) 9,8 (6,72) 8,1 (5,35) 7,9 (3,52) 44,5 (10,41) 20,0 (4,49) 4,5 (1,34) 3,3 (0,94) 1,2 (1,19)

6,23*** (0,65) 9,47*** (0,96) 3,66*** (0,37) 5,15*** (0,52) 0,07 (0,01) 1,08 (0,11)

31,0 (13,91) 9,0 (6,64) 7,7 (4,84) 7,4 (3,40) 43,2 (9,57) 20,4 (3,95)

40,8 (16,04) 15,6 (7,09) 9,7 (5,85) 9,3 (3,92) 43,2 (9,62) 20,8 (3,50)

–

–

–

–

–

–

–

–

–

Megjegyzés: *** p < 0,001; a: a t-érték az OEFI normális súlyú és elhízott almintája átlagainak összehasonlítását mutatja. A hatásméret-mutató (Cohen d) értékeinek értelmezése: 0,20 – kis hatás, 0,50 – közepes mértékű hatás, 0,80 – nagy hatás (COHEN, 1992).

A súlycsoportok közötti különbségek az elvártnak megfelelően alakultak. Az elhízottak csoportja nemcsak szignifikánsan mutatott magasabb értéket (W(364)=6,23, p < 0,001) a Testi Attitűdök Tesztjének összesített pontszámán, hanem a hatás mértéke (Cohen d=0,65) is a közepesen erős kategóriába esik a konvenciók szerint (COHEN, 1992). Ez azt mutatja, hogy az elhízottak kedvezőtlenebb testi attitűdökkel bírnak a normális súlyúakhoz képest. A csoportok közötti szignifikáns különbség a Testi Attitűdök Tesztjének alskáláiban is megmutatkozik. Így az elhízottak csoportja szignifikánsan kedvezőtlenebbül értékeli a testméretét (t(391)=9,47, p<0,001), amely különbség hatásmértéke kimagaslóan erős (Cohen d=0,96). Az elhízottak továbbá magasabb értéket mutatnak a testtel való általános elégedetlenség alskálán is (t(393)=5,15, p<0,001), amelynek hatásmértéke a közepes kategóriába esik (Cohen d=0,52). A saját test ismeretének hiányos volta esetében az elhízottak ugyancsak szignifikánsan magasabb pontszámot érnek el a nor449

450


mális súlyúakhoz képest (W(383)=3,66, p < 0,001), a különbség hatásmértéke azonban ezúttal alacsony (Cohen d=0,37). Ezeknek a különbségeknek az is jelentőséget ad, hogy a normális súlyú és elhízott csoport nem különbözik egymástól a vonásszorongás (t(364)=0,07, p=0,966, d=0,01) és az önértékelés szintjében (t(383)=1,08, p=0,371, d=0,11). Mindez arra utal, hogy a testi attitűdökre és testélményekre vonatkozó különbségek a normális súlyú, illetve elhízott nők között nem értelmezhetők a szorongásban vagy az önértékelésben fennálló csoportkülönbségekkel. A fent ismertetett eredményeket a 3. táblázatban mutatjuk be részletesen. A csoportokon belüli korrelációs elemzések: Azt is megvizsgáltuk, hogy az egyes testsúlycsoportokon belül is fennállnak-e szignifikáns lineáris kapcsolatok a kritériumjellemzők és a Testi Attitűdök Tesztje összpontszáma, illetve az alskálák között. A Spearman-féle rangkorrelációs elemzés eredményei szerint a testtömeg-index szignifikánsan korrelál a Testi Attitűdök Tesztjének összpontszámával az ELTEmintában (rs=0,28), az OEFI normális súlyú almintában (rs=0,25), és az OEFI elhízott almintában (rs=0,35) egyaránt. Az alskálák vonatkozásában hasonló mintázat mutatkozott a különböző csoportok esetében. A legerősebb lineáris kapcsolat a testméret negatív értékelésével adódott: a korrelációs együttható értéke mindhárom vizsgált csoportban mérsékelt erősségű összefüggésre utal a testtömegindexszel. A testtel való általános elégedetlenség esetében mindhárom vizsgált csoportnál gyenge kapcsolat mutatkozott a testtömeg-indexszel. A saját test ismeretének hiányos volta esetében a normális súlyú csoportoknál kifejezetten gyenge kapcsolat adódott a testtömeg-indexszel, míg az elhízottaknál mérsékelt erősségű összefüggést mutattunk ki (lásd 4. táblázat). A korrelációk azt mutatják, hogy még a különböző a testsúly-kategóriákon belül is elmondható, hogy a magasabb testtömeg-index kedvezőtlenebb testi attitűdökkel jár együtt. A mérőeszköz kritérium validitásának további ellenőrzésére a saját test méretének szubjektív megítélését (Emberalakrajzok Tesztjének 1. tétele) alkalmaztuk, amire csak az ELTE-minta esetében volt lehetőségünk. A Spearman-féle rangkorrelációs elemzés a várt irányú és erősségű összefüggéseket mutatta ki (lásd 4. táblázat). A korrelációs együtthatók alskálákkal mutatkozó mintázata nagyon hasonlít a testtömeg-indexszel kapott mintázathoz, azonban mind a kérdőív, mind pedig az alskálák esetében szignifikánsan erősebb kapcsolat adódott a testméret szubjektív mutatójával, mint a tápláltsági állapot objektív mutatójával, azaz a testtömegindexszel (a 95%-os megbízhatósági intervallumok egyetlen esetben mutatnak átfedést). A kérdőív konvergens validitása A Testi Attitűdök Tesztje konvergens validitásának ellenőrzésére az Emberalakrajzok Tesztje két tételéből képzett mutatót (saját alak és az önmaga számára ideálisnak tartott alak közötti távolság, azaz én–én-ideál diszkrepancia) használtuk fel, amely a testképpel való elégedetlenség szintjének a szakirodalomban széles körben elfogadott mutatója (THOMPSON, 2000). A validitást a legalább közepes erősségű korrelációs együttható támaszthatja alá. Ezt az elemzést csupán az ELTE450


451

451

452


mintán végezhettük el. A Spearman-féle rangkorrelációs együttható értéke a Testi Attitűdök Tesztjének összpontszámával (rs=0,66), a testméret negatív értékelésével (rs=0,71), a saját test ismeretének hiányos voltával (rs=0,42) és a testtel való általános elégedetlenséggel (rs=0,60) egyaránt szignifikáns és legalább közepes erősségű kapcsolatot jelez (az adatokat részletesen lásd 4. táblázat). A konvergens validitást a mérőeszköz Vonásszorongás skálával, illetve Rosenberg-féle Önértékelési skálával mutatott korrelációja segítségével is vizsgáltuk (lásd 4. táblázat). Ez utóbbit THOMPSON (2004) javasolta a testképpel kapcsolatos mérőeszközök konstruktum validitásának ellenőrzéséhez. A Spearman-féle rangkorrelációs elemzés eredményei szerint a Testi Attitűdök Tesztjén elért összpontszám és az alskálák értékei közepes mértékű, illetve erős korrelációt mutatnak a vonásszorongással és az önértékeléssel mind a három csoportban. A legerősebb összefüggések a saját test ismeretének hiányos voltával kapcsolatban jelennek meg, míg a testméret negatív értékelése és a testtel való általános elégedetlenség esetében mérsékelt erősségű kapcsolatot mutattunk ki. Mindez megfelel az elvárásoknak, és támogatja azt a feltételezést, hogy a testkép Testi Attitűdök Tesztjével mért aspektusai a szorongással és az önértékeléssel összefüggő, de mégis önálló konstruktumok. Érdemes megjegyezni, hogy a normális súlyú mintáknál kapott mintázat némileg ellentétes az elhízott mintán kapott mintázattal. A vonásszorongás az elhízottak esetében mutat erősebb összefüggést a testtel való általános elégedetlenséggel. Az önértékelés tekintetében pedig a normális súlyú mintáknál látunk némileg erősebb kapcsolatot a testtel való általános elégedetlenséggel. Hasonló mintázatot láthatunk a testméret negatív értékelése alskála esetében is (4. táblázat). A mérőeszköz konstruktum validitás vizsgálatával kapott eredményeink nagymértékben összecsengenek PROBST, VANDEREYCKEN és munkatársai (1995) evészavarban szenvedő nőkkel kapott eredményeivel, akik hasonló konstruktumokkal ellenőrizték a kérdőív konvergens és divergens validitását. A szorongást a Derogatis-féle Tünetlistával mérve 0,38–0,61 közötti; a negatív önértékelést a Borderline Tünet Indexszel mérve pedig 0,27–0,48 közötti Pearson-féle korreláció mutatkozott a Testi Attitűdök Tesztjén, illetve alskáláin elért pontszámokkal. A vágyott alakot videó torzításos módszerrel mérve azt találták, hogy minél karcsúbb alakra vágyik a személy, annál kedvezőtlenebbek a testi attitűdjei (r = –0,60 és –0,28 között). Az önértékelést a Rosenberg-féle Önértékelési skálával mérve PROBST, VAN COPPENOLLE és VANDEREYCKEN (1997) evészavarban szenvedő nőknél 0,44–0,56, egyetemista hallgatónőknél pedig 0,50–0,70 közötti korrelációs együtthatókat találtak a Testi Attitűdök Tesztjén, illetve alskáláin kapott pontszámokkal.11 Eredményeink alapján elmondható, hogy a Testi Attitűdök Tesztje magyar változatának konstruktum validitása mind normális súlyú, mind pedig elhízott nők mintáján alátámasztást nyert. Az összefüggések mintázata arra utal, hogy e mérőeszköz hasonló módon „működik” e csoportoknál is, mint az anorexia nervosában és bulimia nervosában szenvedő nőknél. 11

A szerzők az eredetihez képest fordított irányban képezték az Önértékelési skála pontértékét, így tanulmányukban az alacsonyabb pontértékek jeleznek magasabb önértékelést.

452


453

A kritikus pontérték vizsgálata PROBST, VANDEREYCKEN és munkatársai (1995) a kérdőív összpontszáma tekintetében 36 pontnál jelölték meg a kritikus ponthatárt. Meghatározásuk szerint ezen érték felett a testképpel kapcsolatos attitűdök és élmények a kóros tartományba esnek. Az általunk vizsgált normális súlyú egyetemista hallgatónők 33,6%-a haladja a kritikus pontértéket. Az OEFI minta esetében a normális súlyú nők 28%-a bír kóros testi attitűddel. Ez az arány az elhízott nőknél 53% (χ2(1)=23,95; p < 0,001). A bináris logisztikus regresszió elemzés eredménye szerint az elhízott nőknek a normális súlyú nőkhöz viszonyítva közel háromszoros esélyük van arra, hogy a testükkel kapcsolatban kóros attitűdjeik alakuljanak ki (esélyhányados [OR] = 2,93; CI95 = 1,89–4,53). MEGBESZÉLÉS Kérdőíves, keresztmetszeti kutatásunk célja a Testi Attitűdök Tesztjének pszichometriai elemzése és a mérőeszköz normális súlyú női mintán, illetve elhízott női mintán történő alkalmazhatóságának vizsgálata volt. Noha a Testi Attitűdök Tesztje hazánkban is széles körben alkalmazott mérőeszköz, tudomásunk szerint mindeddig nem történt meg a kérdőív viszonylag nagyobb mintákon végzett, átfogó pszichometriai elemzése. Vizsgálatunk során három független mintával dolgoztunk: két normális súlyú, egyetemi hallgatónőkből álló csoporttal (elemszámok 474, illetve 90 fő), továbbá egy életmód-változtató program női résztvevőivel (OEFI minta, elemszám: 407 fő). Eredményeinket röviden összefoglalva elmondható, hogy kutatásunkban nők normális súlyú és elhízott mintáiban is alátámasztottuk, hogy az anorexia nervosában, illetve bulimia nervosában szenvedő nőkhöz hasonlóan a normális súlyú és az elhízott nők körében is a testméret negatív értékelése, a saját test ismeretének hiányos volta, valamint a testtel való általános elégedetlenség faktorba rendeződnek a testtel kapcsolatos attitűdök. Az elhízott nők körében a testtel kapcsolatos attitűdök szignifikánsan kedvezőtlenebbek a normális súlyúakhoz képest, ami rávilágít a testkép vizsgálatának fontosságára ebben a csoportban is. A Testi Attitűdök Tesztjét elméleti alapon dolgozták ki evészavarban (anorexia nervosa, illetve bulimia nervosa) szenvedő nők számára a szubjektív testélmény és a saját testtel kapcsolatos attitűdök felmérésére (VAN COPPENOLLE, PROBST és munkatársai, 1990). Kiemelendő, hogy e mérőeszköz nem pusztán a testképpel való elégedetlenséget méri. THOMPSON (2004) rámutat arra, hogy a szakirodalomban igen gyakori a mérőeszközök által mért testkép aspektus félrecímkézése (vagy akár nem címkézése). E hiba hátterében az az elterjedt feltételezés áll, hogy a legtöbb testkép mérőeszköz a szubjektív elégedettség valamely aspektusát méri fel. Természetesen számtalan olyan mérőeszköz létezik, amelyek bizonyos testrészekkel (például derék, csípő, combok) vagy az általános alakkal, illetve testsúllyal kapcsolatos elégedettséget mérik. Azonban számos olyan mérőeszköz is kidolgo453

454


zásra került, amelyek a testkép egészen más aspektusaira vonatkoznak. Ennek ellenére, amikor a kutatók és a klinikusok a testképről beszélgetnek, rendszerint a testkép értékelésére vagy az azzal való elégedettségre gondolnak. THOMPSON (2004) érvelése szerint azonban az eredmények helyes interpretálása céljából lényeges lenne különbséget tenni például a külső megjelenéssel való elégedettség és a külső megjelenésbe való befektetés (investment), illetve a külső megjelenéssel való törődés között. Röviden, a Testi Attitűdök Tesztje méri ugyan a testképpel való elégedetlenséget, de túl is mutatva azon, a testkép más aspektusának – nevezetesen a testtel kapcsolatos distressz- vagy diszkomfort-érzés – mérésére is szolgál. A Testi Attitűdök Tesztje nem tartalmaz betegségre specifikus tételt, ami felveti a kérdőív evészavarban nem szenvedő nőknél történő alkalmazásának lehetőségét. Tekintettel arra, hogy a vizsgálatok során e mérőeszközt gyakran az evészavarban nem szenvedő kontrasztcsoportok testélményének, testi attitűdjeinek felmérésére is használják, indokolttá vált megvizsgálni e kérdőív pszichometriai jellemzőit normális súlyú, a fenti evészavarokban feltehetőleg csak a populációbeli prevalencia mértékében érintett nőknél. A mintaválasztás mellett szól az a tény is, hogy az elmúlt évtizedekben a testképpel kapcsolatos aggodalom és elégedetlenség normatív jelenséggé vált a nők körében (RODIN, SILBERSTEIN, STRIEGELMOORE, 1985; HEINBERG, 2000; SARWER, PERTSCHUK, 2002; TIGGEMANN, 2004), így szükségessé vált az adekvát mérőeszközök megalkotása, illetve felkutatása. A szakirodalom szerint a testképpel való elégedetlenség az elhízás legkonzisztensebb pszichológiai következményének tűnik (például MATZ, FOSTER és munkatársai, 2002), ezért szükséges, hogy megfelelően konceptualizált és operacionalizált mérőeszközök álljanak rendelkezésre az elhízott egyének testképének vizsgálatához is. Mivel tudomásunk szerint egyelőre nem áll rendelkezésre magyar nyelven specifikusan az elhízott nők testképének felmérésére szolgáló kérdőív, indokolttá vált annak megvizsgálása, hogy a Testi Attitűdök Tesztje alkalmazható-e az evészavar egy további formájára, az elhízásra is. Az elemzés első lépéseként megvizsgáltuk, hogy a Testi Attitűdök Tesztje magyar változatának faktorstruktúrája mennyire illeszkedik a PROBST, VANDEREYCKEN és munkatársai (1995) által evészavarban szenvedő női mintán azonosított faktorstruktúrához. A konfirmatív faktoranalízis eredményei szerint az egyetemi hallgatónők mintáján kapott faktorstruktúra megfelelően illeszkedik a kérdőív eredeti faktorszerkezetéhez. Ugyanezen eredményt sikerült reprodukálni az OEFI normális súlyú nőkből álló mintáján is. Az elhízott nők csoportján végzett konfirmatív faktoranalízis ugyancsak megfelelő eredménnyel zárult, így a mérőeszköz eredeti faktorszerkezete elhízottak mintáján is alátámasztást nyert. Többcsoportos (multigroup) megközelítést alkalmazva az elemzés utolsó lépéseként a normális súlyú és az elhízott OEFI-csoportot egyszerre léptettük be a modellbe. Az eredmények azt mutatják, hogy az eredeti faktorstruktúra mindkét súlycsoportra egyaránt jól illeszkedik. A konfirmatív faktoranalízissel alátámasztott faktorok az alábbiak: 1. a testméret negatív értékelése; 2. a saját test ismeretének hiányos volta; 3. testtel való általános elégedetlenség; 4. „maradék” faktor. Az első három faktor PROBST, VANDEREYCKEN és munkatársai (1995) szerint a mérőeszköz alskáláiként használ454


455

ható. A 4. faktor mindössze két tételből áll, amit a szerzők példáját követve magunk sem vontuk be a további elemzésekbe. A tételek tartalma alapján úgy tűnik, hogy e faktor a külső megjelenés fontossága dimenziót takarja. Az eredeti faktorszerkezet vizsgálatán túl alternatív, egyfaktoros mérési modellt is teszteltünk. Az eredmények szerint az eredeti négyfaktoros struktúra szignifikánsan jobban illeszkedik az adatokra, mint az alternatív egyfaktoros struktúra, amely eredmény alátámasztja azt a feltevést, hogy a Testi Attitűdök Tesztje a testképpel kapcsolatos több konstruktumot is mér. A pszichometriai elemzés következő lépéseként teszteltük a mérőeszköz megbízhatóságát. A belső megbízhatóság mutatója (Cronbach α) kifejezetten jónak bizonyult mindegyik minta és mindegyik alskála esetében. A testtel való általános elégedetlenség alskála esetében alacsonynak tűnhetnek ugyan a Cronbach αértékek (0,66–0,77), nem szabad azonban elfeledkezni arról, hogy ezen alskála mindössze négy tételből áll. Eredményeink szerint továbbá a Testi Attitűdök Tesztje megfelelő időbeli stabilitást is mutat. A pszichometriai elemzés utolsó lépéseként teszteltük a mérőeszköz konstruktum validitásának további két aspektusát, nevezetesen kritérium és konvergens validitását. Ehhez olyan konstruktumokat alkalmaztunk, amelyekhez hasonlókat használtak PROBST, VANDEREYCKEN és munkatársai (1995) a kérdőív konvergens és divergens validitásának ellenőrzésére, úgymint: testtömeg-index, szorongás, önértékelés, a vágyott méret vizuális megjelenítése. A korrelációs elemzések az elvártaknak megfelelő irányú és erősségű kapcsolatokat mutattak ki, alátámasztva a Testi Attitűdök Tesztje konstruktum validitását. Az összefüggések mintázata igen hasonló a normális súlyú és az elhízott nőknél, ráadásul nagyon hasonlít ahhoz a mintázathoz, amit PROBST, VANDEREYCKEN és munkatársai (1995) az evészavarban szenvedő nőknél kaptak. Mindez azt mutatja, hogy e mérőeszköz normális súlyú és elhízott nőknél is hasonlóképpen „működik”, mint az anorexia nervosában vagy bulimia nervosában szenvedő nők esetében. A kedvezőtlen testi attitűdök alacsonyabb önértékeléssel mutatkozó mérsékelt és erős kapcsolata összecseng azon elképzeléssel, miszerint egy adott területen mutatkozó elégedetlenség befolyásolja a személy általános önértékelését, annak mértékében, amennyire az adott terület centrális az egyén önmeghatározása szempontjából (TIGGEMANN, 2005). A szakirodalom szerint a nőknél az önértékelés központi eleme a testsúly (például FRIEDMAN, BROWNELL, 1995). Az önértékelés számos nő esetében összekapcsolódik a testsúllyal és az alakkal, így a testtel kapcsolatos negatív érzések generalizálódhatnak az egész szelfre (OLMSTEAD, MCFARLANE, 2004). Eredményeink szerint a Testi Attitűdök Tesztje képes differenciálni a normális súlyú és az elhízott nők között: ez utóbbiak szignifikánsan magasabb pontszámot érnek el mind a teljes kérdőíven, mind pedig az alskálákon. A saját test ismeretének hiányossága tekintetében mérsékelt, a testtel való általános elégedetlenség esetében közepes erősségű, a testméret negatív értékelése vonatkozásában pedig kimagaslóan erős az összefüggés a tápláltsági állapot és a testi attitűdök ezen aspektusai között. PROBST, VANDEREYCKEN és munkatársai (1995) 60 Weight Watchers súlycsökkentő programban részt vevő elhízott nőt összehasonlítva a diáklányokból 455

456


álló csoporttal hasonló eredményeket kaptak: az elhízott nők a diáklányokhoz képest szignifikánsan magasabb pontszámot értek el mind a teljes kérdőíven, mind pedig az alskálákon. Érdemes kiemelni azon eredményünket is, miszerint az egyes súlykategóriákon (úgymint normális súlyúak, illetve elhízottak) belül is megfigyelhető, hogy a testtömeg-index pozitív kapcsolatban áll a kedvezőtlen testi attitűdökkel. E kapcsolat az elhízott csoporton belül a legszorosabb. Vizsgálatunk korlátai között megemlítendő, hogy az egyetemi hallgatónők esetében hozzáférhetőségi mintavételt alkalmaztunk, így a minta nem tekinthető reprezentatívnak. Az OEFI-minta kapcsán pedig elmondható, hogy esetükben egy speciális populációról van szó, nevezetesen olyan dolgozó felnőttekről, akik önként jelentkeztek egy állami intézmény által szervezett és finanszírozott munkahelyi egészségfejlesztő programba. A velük kapott eredmények általános populációra történő általánosíthatósága ennek megfelelően korlátozott. Megemlítendő továbbá, hogy mivel a kérdőív kitöltése önkéntes volt és a résztvevők egy része (15%-a) megtagadta a válaszadást, nem sikerült a program valamennyi résztvevőjét bevonni a vizsgálatba. Vizsgálatunk további korlátja, hogy a testtömeg-index kiszámításához szükséges antropometriai adatokat az egyetemisták esetében önbeszámoló útján nyertük, teret engedve az esetleges torzításoknak. Bár vizsgálatok igazolták az önbeszámolós testsúly és testmagasság validitását (például NIEDHAMMER, BUGEL és munkatársai, 2000), a testsúlyról való beszámoló nagyobb valószínűséggel torzított az alacsonyabb iskolai végzettségű, az idősebb és magasabb testtömeg-indexű nőknél (VILLANUEVA, 2001). Azt becsülhetjük, hogy a fiatal, normális testsúlytartományú egyetemista mintában ez a torzítás elhanyagolható mértékű lehet. Végül vizsgálatunk korlátját képezi az is, hogy nem szűrtük ki az evészavarban szenvedő (AN, illetve BN) nőket, így e speciális populáció adatai torzíthatják az eredményeinket. Mindezen korlátok ismeretében is elmondhatjuk azonban, hogy eredményeink azt mutatják, hogy a Testi Attitűdök Tesztjének alkalmazási köre bővülhet: alkalmazható lehet normális súlyú (evészavarban nem feltétlenül szenvedő nőknél) és elhízott nőknél is. PROBST, VANDEREYCKEN és munkatársai (1995) felvetésének megfelelően érdemes lenne tovább folytatni a mérőeszköz pszichometriai elemzését további populációkon is, mint például plasztikai műtét előtt álló nők körében. PROBST, PIETERS és VANDERLINDEN, (2009) férfiak egy nagyobb nem klinikai mintáján (427 egyetemi hallgató és középiskolás diák) is elvégezték a Testi Attitűdök Tesztje pszichometriai vizsgálatát. A mérőeszköz belső megbízhatósága kifejezetten jónak bizonyult. Több testképpel kapcsolatos mérőeszköz alkalmazásával a kérdőív konvergens validitása is alátámasztást nyert. A Testi Attitűdök Tesztje emellett differenciált a két nem között. A férfiak mind az összpontszám, mind pedig az alskálákon elért pontszámok tekintetében szignifikánsan alacsonyabb pontszámot értek el, mint a vizsgálatban részt vevő egyetemista és középiskolás nők (n=389). A szerzők óvatosan értelmezik ez utóbbi eredményt. Fejtegetéseik szerint a két nem különbségére vonatkozó eredmény jelentheti azt, hogy a férfiak pozitívabb attitűddel viseltetnek a testük iránt, mint a nők, de jelentheti azt is, hogy a Testi Attitűdök Tesztje nem öleli fel a férfiak testi attitűdjének összes aspektusát. Csak egy példát említve, e kérdőívből teljes mértékben hiányzik az izmosság dimenzió, 456


457

amely viszont közismerten a férfiak testképének igen fontos komponense (például TYLKA, BERGERON, SCHWARTZ, 2005). A fentiek mellett megemlítendő, hogy a Testi Attitűdök Tesztje néhány tétele kifejezetten nemre jellemző (például 16. „Olyan nagy a hasam, mintha terhes lennék”), amelyre a férfiak minden valószínűség szerint másképpen válaszolnak, mint a nők. Mindezek alapján egyetértünk a szerzők konklúziójával, miszerint a nemi különbségekkel kapcsolatos eredmények alátámasztása céljából égető szükség van a további kutatásokra (PROBST, PIETERS, VANDERLINDEN, 2009). Mindenképpen szükséges lenne a Testi Attitűdök Tesztje konstruktum validitásának további vizsgálata, összevetve más, ugyancsak testképet felmérő mérőeszközökkel. Ezáltal kölcsönösen javítani lehetne a magyar nyelven hozzáférhető testkép kérdőívek pszichometriai kidolgozottságát, egyben hozzájárulhatna további, testképpel kapcsolatos mérőeszközök adaptálási folyamatát követő pszichometriai elemzéshez. A konstruktum validitás további vizsgálatán túl szorgalmazzuk a kérdőív prediktív validitásának vizsgálatát a kutatás és a klinikai gyakorlat szempontjából. Ennek egyik fő aspektusa az érvényes kritikus határértékek meghatározása. A korábbi eredmények tükrében ugyanis igencsak nagy a bizonytalanság abban a tekintetben, hogy hol húzható meg a normális és kóros testi attitűdök közötti határvonal. A megfelelő kritikus pontértékek kidolgozása azért is üdvös lenne, mert ezáltal e mérőeszköz a klinikai diagnosztikai eszközök körébe léphetne, gyors, egyszerű és költséghatékony módot nyújtva a testképpel kapcsolatos problémák szűrésére. Tekintettel arra, hogy a „maradék” faktor tételei tartalmuk alapján a külső megjelenés fontosságát reprezentálják (15. „A testi megjelenésem nagyon fontos számomra”; és 20. „Figyelem, hogy milyennek látszom a tükörben”) érdemes lenne kibővíteni a mérőeszközt néhány olyan tétellel, amelyek a maradék faktor által megtestesített dimenzióhoz tartoznak. Ily módon a testi attitűdök felmérése újabb aspektussal bővülhetne; a negyedik faktor műtermék jellege is feloldódhatna; továbbá még inkább egyértelművé válna, hogy a Testi Attitűdök Tesztje nem pusztán a testképpel kapcsolatos elégedetlenséget méri, ezáltal elkerülhetővé válna az a jelenség, hogy az általa mért konstruktumok félrecímkézése következtében a mérőeszközzel kapott eredményeket helytelenül interpretálják (THOMPSON, 2004).

IRODALOM BEN-TOVIM, D. I., WALKER, M. K. (1991) The development of the Ben-Tovim Walker Body Attitudes Questionnaire (BAQ), a new measure of women’s attitudes towards their own bodies. Psychological Medicine, 21, 775–784. BYRNE, B. M. (2001) Structural equation modeling with AMOS: Basic concepts, applications, and programming. Lawrence Erlbaum Associates, London COHEN, J. (1992) A power primer. Psychological Bulletin, 112, 155–159.

457

458


COOPER, P. J., TAYLOR, M. J., COOPER, Z., FAIRBURN, C. G. (1987) The development and validation of the Body Shape Questionnaire. International Journal of Eating Disorders, 6, 485–494. FABRIGAR, L. R., WEGENER, D. T., MACCALLUM, R. C., STRAHAN, E. J., BECKER, G. (1999) Evaluating the use of exploratory factor analysis in psychological research. Psychological Methods, 4, 272–299. FALLON, A. E., ROZIN, P. (1985) Sex differences in perceptions of desirable body shape. Journal of Abnormal Psychology, 94, 102–105. FRENCH, S. A., JEFFERY, R. W. (1995) Weight concerns and smoking: A literature review. Annals of Behavioral Medicine, 17, 234–244. FRIEDMAN, M. A., BROWNELL, K. D. (1995) Psychological correlates of obesity: Moving to the next research generation. Psychological Bulletin, 117, 3–20. GARNER, D. M., GARFINKEL, P. E. (1979) The Eating Attitudes Test: An index of the symptoms of anorexia nervosa. Psychological Medicine, 9, 273–279. GARNER, D. M., OLMSTEAD, M. P., POLIVY, J. (1983) Development and validation of a multidimensional eating disorder inventory for anorexia nervosa and bulimia. International Journal of Eating Disorders, 2, 15–34. GILA, A., CASTRO, J., GOMEZ, M. J., TORO, J., SALAMERO, M. (1999) The Body Attitude Test: validation of the Spanish version. Eating and Weight Disorders, 4, 175–178. GROGAN, S. (2006) Body image and health: Contemporary Perspectives. Journal of Health Psychology, 11, 523–530 HEINBERG, L. J. (2000) Theories of body image disturbance: Perceptual, developmental and sociocultural factors. In THOMPSON, J. K. (ed.) Body Image, Eating Disorders and Obesity. 27–47. American Psychological Association, Washington HU, L.-T., BENTLER, P. M. (1999) Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 6, 1–55. JUHÁSZ Á. (2008) Női önértékelés, testkép. Szakdolgozat. Eötvös Loránd Tudományegyetem, Budapest KASHIMA, A., YAMASHITA, T., OKAMOTO, A., NAGOSHI, Y., WADA, Y., TADAI, T., FUKUI, K. (2003) Japanese version of the Body Attitude Test: its reliability and validity. Psychiatry and Clinical Neurosciences, 57, 511–516. KLINE, R. B. (2005) Principles and practice of structural equation modeling. The Guilford Press, New York LUKÁCS L., MURÁNYI I., TÚRY, F. (2007) A testi attitűdök, a testi elégedetlenség és a testépítés kapcsolatának vizsgálata fiatal férfiak között. Mentálhigiéné és Pszichoszomatika, 8, 131–145. LUKÁCS–MÁRTON R., SZABÓ P., VÁSÁRHELYI É. (2008) Testkép, evészavarok, egészségi állapot a szépségiparban dolgozóknál. Előadás a Magyar Pszichiátriai Társaság 14. Vándorgyűlésén. Sopron, 2008. január 23–26. MARSH, H. W., BALLA, J. R., MCDONALD R. P. (1988) Goodness-of-fit indices in confirmatory factor analysis: The effect of sample size. Psychological Bulletin, 103, 391–410. MARSH, H. W., HOCEVAR, D. (1985) The application of confirmatory factor analysis to the study of self-concept : First and higher order factor structures and their invariance across age groups. Psychological Bulletin, 97, 562–582. MATZ, P. E., FOSTER, G. D., FAITH, M. S., WADDEN, T. A. (2002) Correlates of body image dissatisfaction among overweight women seeking weight loss. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 70, 1040–1044.

458


459

MCKINLEY, N. M., HYDE, J. S. (1996) The objectified body consciousness scale: Development and validation. Psychology of Women Quarterly, 20, 181–215. NEUMARK-SZTAINER, D., PAXTON, S. J., HANNAN, P. J., HAINES, J., STORY, M. (2006) Does Body Satisfaction Matter? Five-year Longitudinal Associations between Body Satisfaction and Health Behaviors in Adolescent Females and Males. Journal of Adolescent Health, 39, 244–251. NIEDHAMMER, I., BUGEL, I. BONENFANT, S., GOLDBERG, M., LECLERC, A. (2000) Validity of self-reported weight and height in the French GAZEL cohort. International Journal of Obesity, 24, 1111–1118. OLMSTEAD, M., MCFARLANE, T. (2004) Body weight and body image. BMC Women’s Health, 4, S1–S5. ORBACH, I., MIKULINCER M. (1998) The Body Investment Scale: Construction and validation of a Body Experience Scale. Psychological Assessment, 10, 415–425. PAKSI B., FELVINCZI K., SCHMIDT A. (2004) Prevenciós/egészségfejlesztési tevékenység a közoktatásban. Kutatási jelentés. Oktatási Minisztérium, Budapest POPE, H. G., PHILLIPS, K. A., OLIVARDIA, R. (2000) The Adonis complex: The secret crisis of male body obsession. Free Press, New York PROBST, M., PIETERS, G., VANDERLINDEN, J. (2008) Evaluation of body experience questionnaires in eating disorders in female patients (AN/BN) and nonclinical participants. International Journal of Eating Disorders, 41, 657–665. PROBST, M., PIETERS, G., VANDERLINDEN, J. (2009) Body experience assessment in nonclinical male and female subjects. Eating and Weight Disorders, 14, 16–21. PROBST, M., VAN COPPENOLLE, H., VANDEREYCKEN W. (1997) Further experience with the Body Attitude Test. Eating and Weight Disorders, 2, 100–104. PROBST, M., VAN COPPENOLLE, H., VANDEREYCKEN, W. (1992) De Lichaams-AttitudeVragenlijst bij patiënten met eetstoornissen: Onderzoekresultaten. [The Body Attitude Test for patients with eating disorders: Research data] Bewegen en Hulpverlening, 9, 286– 299. PROBST, M., VANDEREYCKEN, W., VAN COPPENOLLE, H., PIETERS, G. (1999) Body experience in eating disorders before and after treatment: a follow-up study. European Psychiatry, 14, 333–340. PROBST, M., VANDEREYCKEN, W., VAN COPPENOLLE, H., VANDERLINDEN, J. (1995) The Body Attitude Test for patients with an eating disorder: psychometric characteristics of a new questionnaire. Eating Disorders, 3, 133–144. RAYKOV, T., MARCOULIDES, G. A. (2006) A first course in structural equation modeling. Lawrence Erlbaum Associates, Publishers, London RODIN, J., SILBERSTEIN, L., STRIEGEL-MOORE, R. (1985) Women and weight: A normative discontent. In SONDEREGGER, T. B. (ed.) Psychology and gender: Nebraska symposium on motivation, 1984. 277–307. University of Nebraska Press, Lincoln, NE ROSENBERG, M. (1965) Society and the adolescent self-image. Princeton University Press, Princeton, NJ SARWER, D. B., PERTSCHUK, M. J. (2002) Cosmetic surgery. In KORNSTEIN, S. G., CLAYTON, A. H. (eds) Women’s Mental Health: A Comprehensive Textbook. 481–496. Guilford Press, New York SIPOS K., SIPOS M., SPIELBERGER, C. D. (1988) A State-Trait Anxiety Inventory (STAI) magyar változata. In MÉREI F., SZAKÁCS F. (szerk.) Pszichodiagnosztikai Vademecum I. Explorációs és biográfiai módszerek, tünetbecslő skálák, kérdőívek 2. 123–136. Tankönyvkiadó, Budapest

459

460


STICE, E. (2002) Risk and Maintenance Factors for Eating Pathology: A Meta-Analytic Review. Psychological Bulletin, 128, 825–848. STICE, E., SHAW, H. (2003) Prospective relations of body image, eating, and affective disturbances to smoking onset in adolescent girls: How Virginia slims. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 71, 129–135. SZÉKELYI M., BARNA I. (2002) Túlélőkészlet az SPSS-hez. Többváltozós elemzési technikákról társadalomkutatók számára. Typotex Kiadó, Budapest TANTLEFF-DUNN, S. (2001) Breast and chest size: Ideals and stereotypes through the 1990s. Sex Roles, 45, 231–242. THOMPSON, J. K. (2000) Assessing body image disturbance: Measures, methodology, and implementation. In THOMPSON, J. K. (ed.) Body Image, Eating Disorders and Obesity. 49– 81. American Psychological Association, Washington THOMPSON, J. K. (2004) The (mis)measurement of body image: Ten strategies to improve assessment for applied and research purposes. Body Image, 1, 7–14. THOMPSON, J. K., TANTLEFF, S. (1992) Female and male ratings of upper torso: Actual, ideal, and stereotypical conceptions. Journal of Social Behavior and Personality, 7, 345– 354. TIGGEMANN, M. (2004) Body image across the adult life span: Stability and change. Body Image, 1, 29–41. TIGGEMANN, M. (2005) Body dissatisfaction and adolescent self-esteem: Prospective findings. Body Image, 2, 129–135. TYLKA, T. L., BERGERON, D., SCHWARTZ, J. P. (2005) Development and psychometric evaluation of the Male Body Attitudes Scale (MBAS). Body Image, 2, 161–175. TREUER T. (2001) A kényszerspektrumhoz tartozó egyes kórképek tüneti alcsoportjainak elkülönítése és klinikai jellemzőinek vizsgálata. Doktori értekezés, kézirat. Semmelweis Egyetem, Budapest TREUER, T., KOPERDÁK, M., RÓZSA, S., FÜREDI, J. (2005) The impact of physical and sexual abuse on body image in eating disorders. European Eating Disorders Review, 13, 106–111. TÚRY F., SÁFRÁN ZS., WILDMANN M., LÁSZLÓ ZS. (1997) Az Evési Zavar Kérdőív (Eating Disorder Inventory) hazai adaptációja. Szenvedélybetegségek, 5, 336–342. TÚRY F., SZABÓ P. (2000) A táplálkozási magatartás zavarai: az anorexia nervosa és a bulimia nervosa. Medicina Könyvkiadó, Budapest VAN COPPENOLLE, H., PROBST, M., VANDEREYCKEN, W., GORIS, M., MEERMANN, R. (1990) Construction of a questionnaire on the body experience of anorexia nervosa. In REMSCHMIDT, H., SCHMIDT, M. H. (eds) Anorexia Nervosa. 103–113. Hogrefe & Huber, Stuttgart VILLANUEVA, E. V. (2001) The validity of self-reported weight in US adults: a population based cross-sectional study. BMC Public Health, 1 (11) (http://www.biomedcentral.com/1471-2458/1/11). A letöltés ideje: 2008. augusztus 26. WHO (WORLD HEALTH ORGANIZATION) (1998) Obesity: Preventing and managing the global epidemic: Report of a WHO consultation on obesity. WHO, Geneva

460


461

MEASURING BODY IMAGE: PSYCHOMETRIC PROPERTIES AND CONSTRUCT VALIDITY OF THE HUNGARIAN VERSION OF BODY ATTITUDE TEST CZEGLÉDI, EDIT – URBÁN, RÓBERT – CSIZMADIA, PÉTER

Body Attitude Test (BAT, VAN COPPENOLLE, PROBST et al., 1990) is a widely used measurement. Our main goal was to support the original factorial structure of BAT in Hungarian normal weight and overweight/obese female samples. Research design was a cross-sectional, questionnaire study. Research participants were normal weight female students, and female participants of a lifestyle modification program. Measures were Body Attitude Test, Human Figure Drawings Test, Rosenberg SelfEsteem Scale, and Trait Anxiety Inventory. The confirmatory factor analysis verified the original structure of BAT in our samples. Internal consistency, test–retest reliability and construct validity were satisfactory. Key words: Body Attitude Test – BAT, body image, overweight, obesity, confirmatory factor analysis – CFA

461

Eredeti közlemények A TESTKÉP MÉRÉSE: A TESTI ATTITŰDÖK TESZTJÉNEK (BODY ATTITUDE TEST) PSZICHOMETRIAI VIZSGÁLATA *

Recommend Documents