Magyar Pszichológiai Szemle, 1999, LIV 4. 551—566.
1
:1
SZÜLŐI BÁNÁSMÓD KÉRDŐÍV (H-PBI): A PARENTAL BONDING INSTRUMENT (PBI) MAGYAR VÁLTOZATA
I
TÓTH ILDIKÓ-GERVAIJUDIT MTA Pszichológiai Kutatóintézete, Budapest E-mail:
[email protected],
[email protected]
Az önértékelő Szülői Bánásmód Ké’rdóív (Parental Bon4ing instrument, PBI) a gyermekkori szülői bá násmód percepcióját méri a szülő—gyermek kapcsolat szempontjábólfontosnak tartott szeretet—elutasítás, függetlenség bátorítása—korlátozás dirnenziókban. Számos klinikai vizsgálatban kimutatták, hogy a különféle pszichopatológ-iákhoz a normatív PBI értékektől való eltérés társul, és sok esetben okozati összefüggést feltételeznek a PBI segítségével megragadott gyermekkori bánásmód és a későbbi patológia között. A PBI-t azzal a céllal adaptáltuk, hogy felhasználjuk a szülő—csecsemő kapcsolat fejlődését nyomon követó’ kutatásunkban. A 25 tételből álló kérdőív magyarra fordított változatának pszichometriai elem zését összesen 311 középiskolás ésfó’iskolai hallgató bevonásával végeztük. A magyar változat tételeinek
E» r
‘/ -‚‚
7/? 5Z’/. ‚-.
I
í
‘,-,
d
-“
.‚4J ?
-
1,
1
‚I
-
-
-
‘
S
‘I/
5, S
‚
I
5...
i’-..’l
‘-v
1
‚I.
‚
c
-.
L.
a
-‘
“
.
‘
áS i 1 5 ‘á51
I’..
“A “Parental Bonding Instrument” pontos magyar megfelelője a „Szülői Ragaszkodás vagy Szülői Kötődés Kérdőív” volna. Parker és munkatársai azért használták ezt az elnevezést, meri úgy vélték, hogy a kérdőív a szülő—gyermek kapcsolatban ható fontos szülői dimenziókat méri. Mi az adaptáció során a “bonding” szót „bánásmódra” változtattuk, mert úgy gondoljuk, hogy ez az elnevezés közelebb áll a kérdőív tartalmához, íninitiogy az a.z elsó 16 életév tapasztalatai alapján megítélt szülői—rievelői viselkedésről, bánásmódról ad képet. A tapasztalatok szerint a szülő—gyerek kapcsolat minőségéről más információt nyújt, mint egyéb, felnőtt korban alkalmazott, kötődési elméleren alapuló módszerek (például a Felnőtt Kötődési Interjú, lásd MAIN, GOLDWYN, 1990). Köszönetünket fejezzük ki Lakatos Krisztinának és Csomay Enikőnek a PBI fordításában nyújtott segítségükért, Both Eva és Langer Katalin pedagógusoknak a vizsgálati személyek bevonásáért és a kérdőívek kitöltésének megszervezéséért, továbbá mindazoknak, akik a kérdőívek kitöltésével hozzájá rultak a magyar változat elkészítéséhez. Kalmár Magda és Sipos Mihály értékes megjegyzéseket fűzött a kézirathoz, Vargha András és Csibra Gergely lektori észrevételeit pedig köszönettel vettük figyelembe a végleges változatbaii. A kutatással járó költségeket a T-018453 és F-022686 számú OTKA pályázat fedezte. A vizsgálat ideje alatt az első szerzőt a Research Support Scheme ofthe OSI/HESP 729/1997 számú ösztöndíja és ku tatási pályázata támogatta.
‚
-..
isrs
5_
‚ü
_‚‚-
‚:
4
I
1”):
. —
Tóth Ildikó—Gervai Judit
552
ada kapcsolatát fó’komponens-analízissel vizsgáltuk. Szemben az eredeti kétfaktoros megoldással, a tainkban három fő faktor különült el, amelyek együttesen a variancia 54%-át magyarázzák. Az elsó’ faktorban nagy súllyal megjelenó’ 12 tétel megegyezik az eredetileg közölt “Care” skála tételeivel és ezek alkotják a H-PBI Szeretet—törődés skáláját is. Az eredeti bipoláris “Overprotection” faktor a mi vizs gálatunkban két külön faktorra vált szét. Az új faktorokban nagy súllyal szerepló’ tételek tartalmát figyelembe véve adtuk a skáláknak a Túlvédés” (7 tétel), illetve a „Korlátozás” (6 tétel) nevet, A három skála belsó’ konzisztenciájának ellenó’rzésére kiszámolt Cronbach-alfa értékek magasak, egy kisebb populáción kéthetes eltéréssel gyűjtött adatok magas skálakorrelációi pedig bizonyították a kérdőív teszt-reteszt megbízhatóságát. A PBI magyar változatának validitását megeró’sítette 25, 14—18 évesen állami gondozásba vett serdüló’vel végzett vizsgálatunk. A várakozásnak megf’eleló’en ezek a fiatalok mindkét szülójüket szignijikánsan alacsonyabb Szeretet—törődés, valamint magasabb Túlvédés és Kor látozás pontszámokkal értékelték, mint normatív populációbeli kortársaik. A normatív mrnta 15—23%ával szemben a serdüló’korban állami gondozásba vett személyek 41—55%-a ítélte meg a szülői bánás módot az egyes skálákon az átlagtól egy szórással eltéró’en, közel 25%-a pedig a három anyai és három apai skála közül legalább öt skálán adott egyszeres szóráson kívüli pontszámokat. Vizsgálatunk azt mutatja, hogy az egyszerű és gyors Szüló’i Bánásmód Kérdó’ív (H-PBI) pszicho metriai tulajdonságai megfeleló’ek, továbbá a magyar normatív adatok jól egyeznek az eredeü és más külföldi populációkon nyert adatokkal. Alkalmazható lehet a szüló’z (neveló’i) bánásmód percepciójának vizsgálatára akár klinikai csoportokban is. „
Kulcsszavak:
Szülői Bánásmód Kérdőív, szülő—gyermek kapcsolat, nevelői stílus, szülői viselkedés
BEVEZETÉS Bár növekvő és egyre befolyásosabb az a szakirodalom, amely a családi környezet és a nevelés hatásával szemben a genetikai örökség jelentőségét hangsúlyozza a gyermekek fejlődésében (R0wE, 1994), a szülők és gyermekük közötti megkülön böztetett kapcsolat jelentősége általánosan elfogadott, és a gyermek fejlődésére gyakorolt hatásával a legutóbbi időkig számos vizsgálat foglalkozik. Elvileg a szü lő—gyermek kapcsolatot mind a gyermek, mind a szülő oldaláról ható tényezők, továbbá ezek kölcsönhatásai befolyásolják. A ma már klasszikusnak számító (pél
dául BAUMRIND, 1971, 1980; SEARS, MAcc0BY, LEVIN, 1957) vizsgálatok óta is sokak által tanulmányozott terület a szülői bánásmód, a nevelési stílusok összefüg gése a személyiség fejlődésével, a közösségi elvárásokhoz való alkalmazkodással, a különféle viselkedési problémák és mentális betegségek kialakulásával (átfogó összefoglalást lásd COLE, M., COLE, S. R., 1997). A szülői bánásmód empirikus vizsgálatában uralkodó módszer a szülői—nevelői attitűdökre vonatkozó kérdőívek használata. A leggyakrabban használt PARI (SCHAEFER, BELL, 1958), CRPR (BLOCK, 1965) és MAS (COHLER, WEISS, GRUNE BAUM, 1970) teszteken kívül mintegy száz egyéb kérdőívet használtak a különböző kutatásokban. Ezek szinte minden esetben általános nevelési elvekre (például „Egy gyerek ne feleseljen a szüleivel”) és konkrét viselkedésformákra (például „Világo san értésére adom a gyerekemnek, amikor haragszom rá”), illetve viselkedési szándékra (például „Igyekszem elkerülni az összetűzéseket gyermekemmel”) kér-
I
I
Szüló’i Bánásmód Kérdó’ív (H-PBI): A Parental Bonding Instrument (PBI) magyar változata
553
deznek rá. A kérdőíves attitűdskálákkal kapcsolatban felvetődik az az elvi kérdés, hogy az attitűdök mennyire határozzák meg a viselkedést, továbbá az a módszer tani kérdés, hogy az önértékelésen alapuló adatok mennyire tükrözik a szülő való ságos attitűdjeit, illetve viselkedését (HOLDEN, 1995). A Szülői Bánásmód Kérdőívet (Parental Bonding Instrument, PBI) és mód szertani leírását Gordon Parker és munkatársai publikálták 1979-ben (PARKER, TUPLING, BROWN, 1979). A kérdőívvel a már SCHAEFER (1959) által korábban kimutatott két fő dimenzió, az érzelem ás a korlátozás mértékét kívánták mérni, de más módszerektől eltérően ezúttal nem a szülőt, hanem a kapcsolat másik résztvevőjét kérdezték, továbbá a kérdőív tételei attitűdök helyett a szülő konkrét viselkedésformáira kérdeznek rá. A kérdezettek 25 állítást értékeltek négyfokú skálán annak megfelelően, hogy azt mennyire tartották jellemzőnek anyjuk, illetve apjuk viselkedésére életük első 16 évében. A PBI kérdőív változóinak főkom ponens-analízise két faktort adott. Az első, az összes variancia 28%-át magyarázó faktor lett a Szeretet—törődés vs. Elutasítás (Care vs. Rejection) dimenzió, a variancia 17%-ért felelős második, a Túlvédés vs. Onállóság/Függetlenség bátorítá sa (Overprotection vs. Encouragement of Autonomy!Independence) elnevezést kapta. Az első faktor egyik végpontja a szeretetteli, érzelmileg meleg, empatikus szülői viselkedést jelenti, a másik végpontján az érzelmi hidegségre, közömbösségre és elhanyagolásra utaló tételek súlya jellemző. A második faktor egyik végpontján a kontrolláló, túlvédő, beavatkozó, infantilizáló és a függetlenséget gátló, ellentétes végpontján pedig a függetlenséget és önállóságot bátorító szülői visel kedés változói jelennek meg nagy súllyal. A faktorstruktúra mindkét szülőre vonatkozó adatok esetében azonos, és a faktorsúlyok is nagymértékben egyeznek. A két faktorban nagy pozitív, illetve negatív súllyal szereplő tételekből két skálát állítottak össze, így a 25 kérdésből 12 tartozik a szülői »Szeretet—törődés«, 13 pedig a »Túlvédés« skálához. A tételekhez a 0-tól 3-ig rendelt pontértékek összegéből az első skálán maximum 36, a másodikon maximum 39 pont adódhat. Egy nagyobb, közel 500 fős mintán végzett vizsgálat azt mutatta, hogy a skálaértékek függetle nek a vizsgálati személy nemétől és életkorától, valamint szociális helyzetétől. Kis, de szignifikáns különbség mutatkozott a két szülő megítélésében, nevezetesen a kérdezettek az anyákat inkább szeretettelinek és túlvédőnek ítélték, mint az apá kat (PARKER, TUPLING, BR0wN, 1979). A nemek közötti különbségek tekintetében a kutatók eredményei megoszlanak. Parker eredeti és későbbi vizsgálataiban (PARKER, TUPLING, BR0wN, 1979; PARKER, 1983a) ausztrál (MACKINNON, HENDERSON, Scor, DUNCAN-J0NES, 1989), holland (ARRINDELL, HANEWALD, K0LK, 1989) és kanadai (TRUANT, DONALDSON, HERSCOVITCH, LOHRENZ, 1987) populációkban nem találtak eltérést a két nem válaszaiban. CUBIS és munkatársai (1989) szerint a serdülő nők anyjuknak nagyobb Szeretet—törődés pontszámokat adtak, mint a férfiak, MURPHY ás munkatársai (1997) középiskolás ás egyetemista populáción végzett vizsgálatában a nők mindkét szülőt szeretetteljesebbnek tar tották, mint a férfiak. A validitásvizsgálat kiterjedt arra is, hogy mennyiben tér el a szülőről adott le írás a szülő saját viselkedéséről való percepciójától (PARKER, 1983a). Diákok kitöl tötték az anyjukra vonatkozó kérdőívet, majd a PBI állításainak megfelelő átfo
554
Tóth Ildikó—Gervaijudit
Szülői Bánásmód Kérdó’ív (H-PBI): A Parental Bonding Jnstru,nent (PBI) magyar változata
galmazása után az anyákkal is megítéltették Saját gondozói viselkedésüket. Az anyák több szeretetről és kevesebb túlvédésről számoltak be, mint serdülő gyer mekeik, de az eltérés nem érte el a szignifikáns szintet. A PBI kérdőívben adott . tehát, noha a megkérdezettek saját értékelésén ala 1 gyermeki és szülői válaszo pultak, megegyeztek. A kérdőív nagy népszerűségre tett szert, nem kis részben egyszerűsége és gyors alkalmazhatósága, valamint jó pszichometriai tulajdonságai miatt. Egy másik rep rezentatív ausztrál (MACKINNON, HENDERSON, SCOTT, DUNCAN-JONES, 1989) és egy kanadai vizsgálatban az eredetihez hasonló kétfaktoros struktúrát kaptak (KAZARIAN, BAKER, HELMES, 1987). PARKER (1983a) beszámolt arról, hogy az an gol nyelvű kérdőívvel további amerikai és angol populációkbari is az első, ausztrá liai eredményekhez hasonló átlagos skálaértékeket kaptak. A holland változattal végzett vizsgálatban (ARRINDELL, HANEWALD, KOLK, 1989) szintén az eredetihez hasonló, kétfaktoros megoldáshoz jutottak, és más, többek közt svéd (PERRIS, JACOBSSON, LINDSTROM, VON KNORRING, PERRIS, 1980) és japán (például SATO, SAKADO, UEHARA, NISHIOKA, KASAHARA, 1997) vizsgálatok is mutatják a PBI kultúrközi alkalmazhatóságát. Többen számoltak be a PBI skálaértékek eltéréséről egyes klinikai csoportok ban. Legtöbb adat a depressziós személyeknél tapasztalt alacsonyabb Szeretet és nagyobb Túlvédés értékekre van (például MACKINNON, HENDERSON, ANDREWS, 1993; PARKER, 1983b; 1994; PEDERSEN, 1994; SATO, SAKADO, UEHARA, NISHIOKA, KASAHARA, 1997), de skizofrén betegek is kisebb anyai és apai szeretetről és na gyobb apai túlvédésről számoltak be (PARKER, 1983a). Újabban közöltek olyan tanulmányokat, amelyek hasonló mintázatot mutatnak a borderline személyiség
Ajelen vizsgálat tágabb célja a PBI adaptációja, magyar változatának pszicho metriai vizsgálata volt. Ugy gondoltuk, hogy az elmúlt két évtized több száz klini kai vizsgálata bizonyította a PBI használhatóságát, s mivel felvétele egyszerű és gyors, akár részletes pszichiátriai vizsgálatot megelőző szűrőeszközként is alkal mazható lehet. Közvetlen célunk az volt, hogy a PBI általunk elkészített magyar változatát a korai szülő—gyermek kapcsolat fejlődését követő kutatásunkban hasz náljuk, mégpedig első gyermeküket váró fiatal párok szülői bánásmódról való emlékeinek vizsgálatára.
A PBI MAGYAR VÁLTOZATA Az angol nyelvű kérdőív magyar fordítását magunk készítettük. Ezt Lakatos Krisztina Csomay Enikő (ELTE BTK angol tanszék) segítségével visszafordította angol nyelvre, és ennek alapján finomítottuk az első változatot. A kérdőívet a FUGGELEKben közöljük.
A PBJ MAGYAR VÁLTOZATÁNAK ALKALMAZÁSA
A vizsgálatba bevont személyek Alapvizsgálat A magyar változatelső vizsgálatát 179 középiskolás (101 nő és 78 férfi, 15—ig éves, átlagos életkor 17,5±1,1) és 132 főiskolai és egyetemi hallgató (62 nő és 70 férfi, 19—29 éves, átlagos életkor 22,4±1,8) bevonásával végeztük. A vizsgálatban részt vevő személyek csoportosan töltötték ki mind az anyjukra, mind az apjukra vo natkozó kérdőívet. Más demográfiai adatot nem gyűjtöttünk.
zavarral diagnosztizált betegeknél (HELGELAND, TORGERSEN, 199.7; PARis, ZwEIG FRANK, GUZDER, 1994; PATRICK, HOBSON, CASTLE, HOwARB, MAUGHAN, 1994; TORGERSEN, ALNAES, 1992).
Korábban a szülői—nevelői stílust többnyire három elkülönülő dimenzióval jel lemezték (például ROE, SIEGELMAN, 1963; SCHAEFER, 1965; RASKIN, BOOTHE, REATIG, SCHLUDERBRANDT, 1971). Több tanulmányban felvetették, hogy a PBI is valójában nem két, hanem három dimenziót mér. Egy 2147 serdülővel végzett ausztrál vizsgálatban az eredeti kétfaktoros megoldás helyett három faktort adó megoldáshoz jutottak (CuBIs, LEWIN, DAwEs, 1989). Az első faktor megegyezett a korábban Parker és munkatársai által kapott Szeretet—törődés (Care) faktorral. Az eredeti Túlvédés (Overprotection) faktor azonban két összetevőre bomlott, ame lyek a szülői bánásmódot a viselkedési szabadság korlátozása (a szerzők szóhasz nálatával Protection-Social Domain) és a pszichológiai autonómia megtagadása (Protection-Personal Domain) terén jellemezték. Ez utóbbi arra utal, hogy a kér dezett személy mennyire érezte magát elnyomottnak vagy kisgyermekként kezelve a kapcsolatban. Hasonló háromfaktoros struktúrát találtak a 205 fős női mintán nyert adatokban a PBI spanyol adaptációját végző Gomez-Beneyto és munkatársai (GOMEZ-BENEYTO, PEDROS, TOMAS, AGUILAR, LFAL, 1993), majd amerikai és angol diákpopulációkban nyert adatokban Murphy és munkatársai (MURPHY, BREWIN, SILKA, 1997).
555
Teszt-reteszt minta 57 egyetemista (52 nő és 5 férfi, 19—32 évesek, átlagos életkoruk 22,3±2,8 év) két alkalommal töltötte ki mind az anyára, mind az apára vonatkozó kérdőívet, a tesztek közötti két hét eltéréssel.
Validitásvizsgálat
4
A Szülői Bánásmód Kérdőív validitásának vizsgálata céljából a kérdőívet kitöltet tük25 olyan 14—18 éves serdülővel (22 nő, 3 férfi, átlagos életkor 16,8±0,3), akik nek állami gondozásba vételét a kérdó’ív felvételének idején a szülők életviteli és ma gatartási problémák miatt kezdeményezték. Azt vártuk, hogy ezek a fiatalok szü leikkel való konfliktusos kapcsolatukból adódóan akár a valóságnak megfelelően, akár torzító megítélés okán, mind a szeretet—törődés, mind a korlátozás skálán a normától eltérő, alacsonyabb, illetve magasabb értékekkel jellemzik szüleiket. Az infantilizáló túlvédés percepciójára nem volt egyértelmű elvárásunk.
556
Szülői Bánásmód Kérdó’ív (H-PBI): A Parental Bonding Instrument (PBI) magyar változata
Tóth Ildikó—Gervaijudit
I
EREDMÉNYEK Alapvizsgálati mintánkban a PBI eredeti két skáláját használva azt találtuk, hogy a magyar populáció átlagos skálaértékei nagyon hasonlóak más normatív vizsgála tokban kapottakhoz (lásd 1. táblázat).
ANYA
Vizsgálat
Szeretet—törődés Átlag Szórás
Budapest n = 311
28,1
Ausztráliai n = 150
26,8
(6,3)
I
APA
Túlvédés Átlag Szórás 14,9
Szeretet—törődés Átlag Szórás
(7,1)
14,7
22,5
(8,5)
Túlvédés Átlag Szórás 12,2
(7,7)
Anglia 3 n = 225
25,2
(8,3)
13,3
(12,6)
22,5
(8,9)
12,7
(7,6)
27,1
(7,3)
12,5
(11,8)
23,7
(8,8)
11,0
(6,4)
28,8
(6,8)
13,6
(7,2)
23,1
(8,4)
28,3
(6,0)
12,0
(6,5)
25,3
(7,2)
2
=
50
28,8
(5,8)
9,1
(5,4)
25,0
(8,0)
0,15
0,06
0,19
12. 6. 4.
0,16 0,20 0,10
0,23 0,19 -0,20
18.
0,10
-0,03
14. 2. 24.
0,36 0,18 0,08 0,17
-0,10 0,17 -0,08 -0,01
-0,72
-0,10
-.0,74..:
.:.Ó;5.7 -0,11
16.
23 8. 19. 9. 10.
—
O 18 0,00 -0,18 -0,09 0,24
*
—
21. 22.
0,04 0,11
-0,24 -0,18
10,0
(6,0)
3. 15. 7. 25. Sajátérték % Variancia
0,16 0,27 0,28 0,02 7,76 31
-0,22 -0,43 -0,48 -0,26 4,28 17
9,8
(5,7)
Eredeti ausztrál vizsgálat, PARKER, TUPLING, BROwN (1979) Lásd PARKER (1983a) Lásd MURPHY, BREwIN, SJLKA (1997) SAT0, SAKDo, UEHARA, NI5HIOKÁ, KASAHARA (1997)
A Szülői Bánásmód Kérd ó’ív magyar változatának (H-PBI) skálái A PBI magyar változatának végleges skáláit az alapvizsgálati adatok főkomponens analízisének eredménye alapján alakítottuk ki. Az eredeti kétfaktoros megoldástól eltérően, de CuBis és munkatársaihoz (1989), valamint MURPHY és munkatársaihoz (1997) hasonlóan, a magyar adatokból ortogonális forgatással három fő fak tort különítettünk el, amelyek együttesen az eredeti variancia 54%-át magyaráz ták. Ez a megoldás a faktorok szerkezetét és a faktorsúlyokat tekintve is nagyon hasonlított azokra, amelyeket a fentebb említett szerzők közöltek. A kérdőív egyes tételei és a faktorok közötti kapcsolatot a 2. táblázat mutatja.
—
O 14 -0,16 -0,19 -0,27
—
-0,10
(7,6)
4 Japán n
0,09
-0,01
11,7 -
e
-0,15 0,00
-0,80 -0,19 .-O77
5.
11. 17.
3. faktor 0,19
2. faktor
1. faktor
Tételt
4,
2 USA n = 463 2 Anglia n = 132 3 USA n = 468
I
20.
11,9
22,9
2. táblázat. A PBI kérdőív tételei és a faktorok közötti kapcsolat: faktorsúlyok a varimax forgatása után
.
1.
1. tábla’zat. Átlagos pontszámok az eredeti PBI skálákon a magyar normatív, az eredeti és néhány külfildi populációban
557
S..-
1,61 6
A tételek leírását lásd a FÜGGELÉKben
Az 1. faktorban szerepeltek nagy súllyal mindazok a tételek, amelyek az eredeti PBI kérdőív “Care” faktorában szerepeltek, és a faktorsúlyok előjele és nagysága is nagy hasonlóságot mutatott. Ezt a faktort mi is „Szeretet—töró’dés” névvel jelöltük. A magyar adatokban elkülönültek a PBI eredeti bipoláris “Overprotection” faktorá ban nagy súllyal szereplő változók; nagy súllyal szerepeltek a 2. faktorban azok a tételek, amelyek az eredeti faktorban nagy pozitív, a 3. faktorban pedig azok, amelyek az eredeti faktorban nagy negatív súllyal szerepeltek. A két faktor csupán mérsékelt negatív korrelációban állt egymással (r = —,43), így más szerzőkhöz ha sonlóan (például MURPHY, BREWIN, SILKA, 1997) indokoltnak láttuk kettéválasz
558
Mint Parker és munkatársai eredeti vizsgálatában és egy sor más populációban (MACKINNON, HENDERSON, SCOTT, DUNCAN-JONES, 1989; MURPHY, BREWIN, SILKA, 1997; PARKER, 1983a; PARKER, TUPLING, BROWN, 1979; SATO, SAKAJ)o,
tásukat. Minthogy a 2. faktorban azok a tételek szerepeltek, amelyek az infan tilizálóan túlvédő kapcsolatot jellemezték, ezt a faktort Túlvédés” névvel jelöltük. A 3 faktorban az önállóság, autonómia bátorításával, illetve a szabadság korlátozá sával kapcsolatos tételek szerepelnek nagy súllyal, ezért ez a faktor a „Korlátozús” nevet kapta. A háromfaktoros megoldás alapján a kérdőfv 25 tételét három skálába ren deztük, és az értékeket az egyes tételekre kapott pontszámok összege adta (Szere tet—törődés: 0—36; Túlvédés: 0—21; Korlátozás: 0—18). A skálák egymással való kapcsolatát megvizsgálva azt találtuk, hogy a Túlvédés és a Korlátozás skálák kor relációja 0,54, a Szeretet—törődés skála korrelációja az előző kettővel —0,15, illetve —0,34. Mindhárom skálára kiszámoltuk a Cronbach-alfa értékeket, ezek 0,92, 0,82 és 0,83 voltak. Sem a skála korrelációk, sem aCronbach-alfa értékek nem tértek el lényegesen, ha a számítást külön végeztük el az anyai és az apai skálákra. Az anyai és apai skálák normalitásvizsgálata azt mutatta, hogy az eloszlások csúcsossága nem tért el szignifikánsan 0-tól, de nem voltak szimmetrikusak. A Szeretet—törő dés skálán gyakoribbak voltak a nagyobb (g 1 = —0,774 és —0,569, SE = 0,138), a Túlvédés (g 1 = 0,608 és 0,761, 1 = 0,37 és 0,627, SE = 0,138) és Korlátozás (g SE = 0,138) skálákon az alacsonyabb értékek. „
UEHARA,
Az alapvizsgálat adatait az új skálák felhasználásával kiértékelve a gyerekkori anyai és apai bánásmód percepcióját a 3. táblázatban feltüntetett átlagértékek és a záró jelben megadott szórások jellemezték. Az anyai és apai kérdőívelre adott válaszok mérsékelten korreláltak (Szeretet—törődés: 0,35; Túlvédés: 0,45; Korlátozás: 0,48). Az anyai és apai skálák értékeinek eltérését, valamint ezeknek a vizsgált személy nemétől való függését kétszempontos ismédéses varianciaanalízissel vizsgáltuk meg. A szóráselemzés (Bartlett-próba) szerint a szórások egyik skálán sem tértek el szignifikánsan.
NISHIOKA,
A H-PBI skálák megbízhatósága
I I
A H-PBI kérdőív teszt-reteszt megbízhatóságának megállapítása céljából kiszá moltuk a kéthetes eltéréssel gyűjtött adatok átlagos eltéréseit, illetve a skálákra vonatkozó Pearson korrelációs együtthatókat (5. táblázat). A korrelációs együtt hatok mintaveteli megbizhatosagat (lasd EZEKIEL Fox 1970 331—332) is ügye lembe véve (lásd az 5. táblázat „valódi” korrelációs együttható oszlopát) a skálák stabilnak mutatkoztak. 4. táblázat. A PBI magyar változatának teszt-reteszt megbízhatóságivizsgálata
(n
Skála Szeretet—törődés Z <
Korlátozás Szeretet—törődés
Skála Szeretet—törődés .‚
::
Túlvédés
Korlátozás Szeretet—törődés 4
Túlvédés Korlátozás
8,3
(4,4)
5,8 21,6
(3,3)
6,3
5,8
.
Korlátozás
Együtt (n =311) Átlag Szórás (6,3) 28,1 8,7 (4,5) 6,0 (3,5)
.‚
zeörődés é•s Korlátozás Szeretet—törődés
(8,5) (4,8)
22,5
6,5
(4,7)
úvédés
(4,3)
5,6
(4,1)
Korlátozás
(8,5)
*
Szórás
Átlag
Szórás
(7)
29
(7,2)
() (4,1)
..
Túlvédés
Férfi (n=152) Átlag Szórás (5,9) 27.4
Átlag 29,5 6,3
(4,0)
6,6
22,5
(9,3)
22,8
(9,4)
5
(5,) (4,5)
5,6
(52) (4,6)
5,7 Egymintás t-próba -7
-—
--
‚93
0,96
-1,42
0,39
57)
Korrelációs együttható valódi’ mintában .
-0,55
=
2. teszt
1. teszt
3. táblázat. A PBI magyar változatával nyert normatív adatok: A H-PBI skálák áiJagértékei ás szórásai a szülő ás a válaszoló neme szerinti bontásban
Nő 169) Átlag Szórás 28,7 (6.6) 9,1 (4,8) 6,2 (3,7) (8,3) 23,4 6,8 (4,6) (3,9) 5,5
1997; TRUANT, DONALDSON, HERSCOvITCH,
KASA}{ARA,
L0HRENz, 1987), mi is azt találtuk, hogy a kérdezettek anyjukat szignifikánsan szeretetteljesebbnek (F(1,309) = 129,9, p
A H-PBI skálák normatív értékei
Válaszoló
559
Szülői Bánásmód Kérdőív (H-PBI): A Parental Bonding Instrument (PBI) magyar változata
Tóth Ildikó—Gervai Judit
— —
-
0,92
‘pz’O,lO p>O,lO
0,92
pvO,1O
0,94
pz.O,lO
0,93
-
0,88 0,88
0,93
0,95 -
0,91 0,90
A valódi korrelációs együttható legkisebb olyan értéke, amelynek feltételezése 0,05 valószínűséggel téves.
560
Tóth Ildikó —Gervai Judit
Szülői Bánásmód Kérdó’ív (H-PBfl: A Parental Bonding Instrument (PBI) magyar változata
I
561
-is abba az irányba ferde.) Szimmetrikus eloszlás esetén az átlagtól egyszeres szórá son kívül egyik irányba várhatóan az esetek kb. 17%-a esne. A 6. táblázat mutatja, hogy a normatív női populációban ős az állami gondozásba vett serdülő nők kö zött milyen arányban fordulnak elő olyan személyek, akik a „kedvezőtlen” irányba e határértékeken kívül eső pontszámokkal jellemezték szüleik viselkedését.
A H-PBI validitása Felvettük a H-PBI tesztet állami gondozásba vett serdülők egy csoportjával, akik szüleik kezdeményezésére, kezelhetetlen magatartásukra való hivatkozással ke rültek intézetbe. Azt vártuk, hogy ezek a fiatalok szüleiket kevésbé törődőnek, szeretettelinek és inkább korlátozónak látják, mint a normatív populáció tagjai. Az infantilizáló túlvédésre nem volt egyértelmű elvárásunk ebben a mintában. Az eredményeket az 5. táblázat mutatja.
6. táblázat. A szülőket a klinikai határon kívül eső pontszámokkal értékelő személyek száma (k) és aránya (%) a normatív és állami gondozott női csoportokban 5. áhlázat. A H-PBI skálák átlagértékei állami gondozott serdülők csoportjában
(n
=
25)
Szülő
Skála Szeretet—törődés Túlvédés Korlátozás
.
L J j
Átlag 19,0
Szórás
Átlag
(8,8)
11,5 8,2
(4,9) (4,2)
15,3 10,6 10,6
Szórás (11,0)
L
(5,4)_J (5,2)
t-próba 2,28 0,83 -2,26
Skala Szeretet—törődés Túlvédés Korlátozás Szeretet—törődés Túlvédés Korlátozás Min. 4 skálán Min. 5 skálán
<0,05 >0,10 <0,05
.
—
A vizsgált személyek ebben a csoportban is úgy tartották, hogy több szeretetet és
törődést kaptak az anyjuktól (p
22 3
10 14 il 1O
Normatív csoport (n= 16J k % 16,6 27 17 ‚2 28 37 35 75
28 9 4
Állami gondozottak k 12 9
%
54,5 40 45,5
21,5 15,3 17,2
10 11 10 12
5,5
9
54,5 40,9
2,5
5
22,7
22,7
50,0 45,5
-
(df 16,80 82 5,30 8,44 11,46 15,97 27,70 17,21
<0,0001 <0,025 <0,005 <0,001 <0,0001 <0,000 1 <0,0001
3
I
Látható, hogy a normatív minta 15—23%-ával szemben a serdülőkorban állami gondozásba vett személyek kb. fele mindegyik skálán az átlagtól egyszeres szórás sal eltérően ítéli meg a szülői bánásmódot. Figyelemre méltó továbbá, hogy a normatív női populációhoz képest az állami gondozásba került serdülő nők mi lyen jelentős arányban adtak szüleiknek legalább 4, illetve 5 skálán egyszeres szó ráson kívüli pontszámokat. Ezek a pontszámok esetenként olyan alacsonyak vol tak, hogy nem volt ritka a kétszeres szóráson kívül eső érték sem: a Szeretet—törő dés anyai skáláján 36,4% (8 fő), az apai skálán 22,7% (5 fő), az apai Korlátozás skálán 31,8% (7 fő) pontszáma esett ebbe a tartományba. E serdülők megítélése szerint a szülői bánásmód mintázata az anyák részéről leggyakrabban vagy ala ), Vagy rendkívül magas 1 csony szeretetet és magas korlátozást (r = —0,65, p
562
563
Szülői Bánásmód Kérdőív (H-PBI): A Parental Bonding Instrurnent (PBI) magyar változata
Tóth Ildikó—Gervaijudit
ÖSSZEFOGLALÁS L
Úgy véljük, hogy a Szülői Bánásmód Kérdőív (H-PBI) pszichometriai tulajdonsá gai megfelelőek, a magyar normatív adatok jól egyeznek az eredeti és más külföldi populációkon nyert adatokkal, így a kérdőív használható lesz különféle, akár kli nikai csoportokban folyó vizsgálatokban. Az állami gondozásba vett serdülőkkel nyert adatok például azt mutatják, hogy veszélyeztetett fiatalok körében a H-PBI egyszerű és gyors eszközként használható elhanyagoló, rideg és/vagy túlvédő és/vagy korlátozó, de legalábbis annak vélt szülői környezet azonosítására.
FÜGGELÉK A Szülői Bánásmód Kérdőív (H-PBI) formátuma és értékelése
SZ
1. Meleg, barátságos hangon beszélt hozzám.
sz
2. Kevesebbet Segített, mint amennyire szükségem lett volna. Engedte, hogy azt tegyem, amihez kedvem volt.
K
Az alabbi alhtasok kulonfele szuloi nezeteket es viselkedesi formakat sorolnak fel Kérjük, hogy gyermekkori emlékei (első 16 év) alapján minden egyes sorban jelolje be hogyan jellemezheto az On edesanyja (neveloanyja) / edesapja (nevelo apja). Az egyes állításokat négyféle módon értékelheti: Nagyonjellemző: ha az állítás pontos.
Egyáltalán nem igaz: ha az állítás egyáltalán nem illik rá *
Az eredeti közleményhez képest a táblázat fejlécében maztunk.
.-
tipográfiai okok miatt
—
rövidítést alkal
[
1
[ 2]
[ [ 3]
—
[1]
[ 2]
[ 3]
1
[1]
[ 2]
[
[ 3]
[ 2]
[1]
[
[
•
[
3]
sz
5.
SZ
6. Gyengéd volt velem.
[3]
[ 2]
[1]
[ I
K
7. Szerette, ha én döntöttem a dolgaimban.
[ ]
[1]
[ 2]
[
T
8. Nem akarta, hogy felnőtté váljak.
[ 3]
[ 2]
[ 1]
T
9. Igyekezett mindenben irányítani.
[
3]
[ 2]
[1]
[ I [ I
Úgy éreztem, hogy megérti a problémáimat, gondjaimat.
T
10. Mindent tudni akart a magánügyeimről.
[ 3]
[ 2]
[ 1]
SZ
11. Szerette megbeszélni velem a dolgokat.
[3]
[2]
[1
SZ
12. Gyakran mosolygott rám.
[ 3]
[ 2]
[ 1]
[ 2]
[
[1 1
[ 2]
T
13. Úgy bánt velem, mintha egészen kisgyerek volnek. 14. Nem értette, hogy mit szeretnék vagy mire
van szuksegem.
[ 3]
[
.
1]
.._. ...
-..—
3]
I [ I [3 —O..-
—.
I
[ 1]
[ 2]
[ 3]
16. Éreztette, hogy a terhére vagyok.
[ I
[1]
[
2]
[3I
SZ
17. Meg tudott vigasztalni, ha valami bántott.
[ 3]
[ 2]
[ 1]
[ ]
SZ
18. Nem sokat beszélgetett velem.
[ ]
[1]
[ 2]
[ 3]
T
19. Igyekezett függő, önállótlan helyzetben tartani.
[ 3]
[ 2]
[1]
[
3]
[ 2]
[ 1]
[
[ ]
[1]
[ 2]
[ 3]
[
[ 1]
[ 2]
[ 3]
K
15. Engedte, hogy döntsek a saját dolgaimban.
[
SZ
T
K
Alig: ha az állítás kevésbé illik rá
[ ]
1]
4. Érzelmileg hideg volt hozzám.
K
Általában igaz: ha az állítás, nagyjából helytálló
[ 2] I
SZ
z Az egyes tételekhez tartozó pontértékek a zárójelekben találhatóak. A tétel előtti betűjelzés adja meg, a kérdőív mely skálájához tartozik az adott tétel. SZ = Szeretet—törődés, T Túlvédés, K = Korlátozás.
[ 3]
20. Úgy érezte, hogy nélküle nem tudnék gondoskodni magamrol. 21. Annyira engedett szabadjára, amennyire akartam. 22. Annyit engedett eljárni otthonról, amennyit
akartam.
[
.
T
23. Túlzottan óvott mindentől.
[ 3]
[ 2]
[1]
[
SZ
24. Nem dicsért meg.
[ ]
[ 1]
[ 2]
[3]
K
25. Hagyta, hogy úgy öltözködjem, ahogy nekem tetszik.
[ ]
[ 1]
[ 2]
[
3]
564
Tóth Ildikó—Gervaijudit IRODALOM
W. A., HEWALD, G. J. F. P., K0LK, A. M. (1989) Cross-national constancy of dimensions of parental rearing style: the Dutch version of the Parental Bonding In strument (PBI). Personal and Individual Differerices, 10, 949—956. BAUMRIND, D. (1971) Current patterns of parental authority. Developmental Psychology Monographs, 4, (1 part 2.). BAUMRIND, D. (1980) New directions ui socialization research. American Psychologzst, 35, 639—652. BLOCK, J. H. (1965) The Child-Rearing Practices Report (CRPR): A set of Q items for the descrip tion of parental socialization attitudes and values. University of California, Institute of Hu man Development, Berkeley
ARRINDELL,
B. J., WEISs, J. L., GRUNEBAUM, H. U. (1970) Child care attitudes and emotional disturbance among mothers ofyoung children. Genetic Psychology Monographs, 82, 3—47.
COHLER,
M., COLE, S. R. (1997) Fejlődéspszichológia. Osiris Kiadó, Budapest CuBIs, J., LEWIN, T., DAWES, F. (1989) Australiari adolescents’ perceptions oftheir parents. Australian and New ZealandJournal ofPsychiatry, 23, 35—47. COLE,
EZEKIEL, M., Fox, K. A.
(1970) Korreláció és regresszióanalízis. Közgazdasági és Jogi
Könyvkiadó, Budapest C. (1993) Psychometric properties of the Parental Bonding Instrument in a Spanish sampie. Social Psychiat’iy and Psychiatric Epidemiology, 28, 252—255.
GOMEZ-BENEYTO, M., PEDROS, A., TOMAS, A., AGUILAR, K., LE.kL,
I. W., TORGERSEN, S. (1997) Maternal representation of patients with schizophrenia as measured by the Parental Bonding Instrument. Scandinavian Journal ofPsychology, 38, 39—43:
HELGELAND, M.
G. W. (1995) Parental attitudes toward childrearing. In M. H. Bornstein (ed.) Handbook ofParenting, Volume 4, Lawrence Eribaum, Mahwah, 359—392.
HOLDEN,
S. S., BAKER, B., HELMES, E. (1987) The Parental Bonding Instrument: factorial structure. BritishJournal of Clinical Psychology, 26, 231—232.
KAZARIAN,
A., HENDERSON, A. S., ANDREWS, G. (1993) Parental ‘affectionless control’ as an antecedent to adult depression: A risk factor refined. Psychological Medicine, 23, 135— 141.
MACKINNON,
A. J., HENDERSON, A. S., Scorr, R., DUNCAN-JONES, P. (1989) The Parental Bonding Instrument (PBI): an epidemiological study in a general population sampie. Psychological Medicine, 19, 1023—1034.
MACKINNON,
M., GOLDWYN, R. (1990) Adult attachment rating and ciassification system. Iii M. Main (ed.), A typology of human attachrnent organization assessed in discourse, drawings ansi mterviews. Cambridge University Press, New York, 12 1—160.
MAIN,
E., BREWIN, C. R., SILKA, L. (1997) The assessment of parenting using the Pa rental Bonding Instrument: two or three factors? Psychological Medicine, 27, 333—342.
MURPHY,
J., ZWEIG-FRANK, H., GUZDER, J. (1994) Psychological risk factors for borderline personality disorder iii female patients. Comprehensive Psychiat’ry, 35, 301—305.
PARIS,
G. (1983a) Parental Qverprotection: A Risk Factor in Psychosocial Development. Grune and Stratton, New York
PARKER,
Szülői Bánásmód Kérdőív (H-PBI): A Parental Bonding Instrument (PBfl magyar változata
I
565
G. (1983b). Parental ‘affectionless control’ as an antecedent to adult depression. Archives of General Psychiatry, 40, 956—960. PARKER, G. (1993) Parental rearing style: Examining for links with personality vulnerability factors for depression. Social Psychiatry and Psychiatric Epidemiology, 28, 97—100. PARKER, G. (1994) Parental bonding and depressive disorders. In Sperling, M. B., Berman, W. M. (eds) Attachment in adults: ciinical and developmental perspectives. Guilford Press, New York, 299—3 12. PARKER, G., TUPLING, H., BROwN, L. B. (1979) A Parental Bonding Instrument. British Journal of Medical Psychology, 52, 1—10. PATRICK, M., HOBSON, R. P., CA5TLE, D., HOwARD, R., MAUGHAN, B. (1994) Personality disorder and the mental represeutation of early social experience. Development and Psy chopathology, 6, 375—388. PEDERSEN, W. (1994) Parental relations, mental health, and delinquency in adolescents. Adolescence, 29, 975—990. PERRIS, C., JACOBSSON, L., LINDSTROM, H., VON KNORRING, L., PERRIS, H. (1980) Devel opment of a new inventory for assessing memories of parental rearing behaviour. Acta Psychiatrica Scandinavica, 61, 265—2 74. RASKIN, A., BOOTHE, H. H., REATIG, N. A., SCHLUDERBRANDT, J. G. (1971) Factor analyses of normal and depressed patients’ memories of parental behaviour. Psychologzcal Re ports, 29, 87 1—879. ROE, A., SIEGELMAI’J, M. (1963) A parent-child relations questionnaire. Child Development, 34, 355—369. ROwE, D. C. (1994) The limits offamily influence: Genes, experience, ansi behavior, Guilford, New York SATO, T., SAKADO, K., UEHARA, T., NI5HIOEA, K., KASAHARA, Y. (1997) Perceived parental styles iii a Japanese sampie of depressive disorders: A replication outside Western cul ture. BritishJournal ofPsychiatry, 170, 173—175. SCHAEFER, E. S. (1959) A circumplex model for materrial behavior. Journal ofAbnormal and Social Psychology, 59, 226—23 5. SCHAEFER, E. S. (1965) A configurational analysis of children’s reports of parental behav iour. Journal of Consulting Psychology, 6, 552—557. SCHAEFER, E. S., BELL, R. Q. (1958) Development of a parental attitude research instru ment. Child Development. 29, 339—361. SEARs, R. R., MACCOBY, E. E., LEVIN, H. (1957) Patterns of child rearing. Evanston, Row Peterson TORGERSEN, S., ALNAES, R. (1992) Differential perception of parental bonding in schizoty pal and borderline personality disorder patients. Comprehensive Psychiatiy, 33, 34—38. TRUANT, G. S., DONALDSON, L. A., HERSCOVITCH, J., LOHRENZ, J. G. (1987) Parental repre sentations in two Canadian groups. Psychological Reports, 61, 1003—1008.
.PARKER,
Tóth Ildikó—Gervaijudit
566
Magyar Pszichológiai Szemle, 1999, LIV 4. 56 7—589.
PERCEIVED PARENTAL STYLES: THE HUNGARIAN VERSION OF THE PARENTAL BONDING INSTRUMENT (PBI) TÓTH, ILDIKÓ-GERVAI, JUDIT
TIie Parental Bonding Instrument (PBI), a self-report measure of perceived parentzng has been adapted for the purposes of our prospective study of parent-chiid relationships. After translatzng the 25-item questionnaire. data regarding both parents were collected from groups of seconclaiy schooi students (101 females and 78 males, aged 15—19 years) and college stuclents (62 females and 70 males, aged 19—29 years). A principai component analysis of the responses was camed out to rnvestzgate the factorzai structure of the Hungarian version. The av.alysis yielded a three-factor soluton accounting for 54% of the originai variance. The first factor acconnted for 31% and had lóg/i ioadrngs from ali 12 ztems Ja belled as ‘Care’ in the original publication ofthe PBI. The second and the thirdfactors accountingfor 17% and 6% of the total variance respectively, were sub-factors of the original PBI ‘Overprotection’ seale. We suggest to label the second factor as ‘Overprotection’ because of hzgh loadings from ztems reflecting parental domination and t/ie respondent’s feelrng of treated as a child These inciuded ali 7 items that had positive loadings on tlie origivai PBI ‘Overprotection’factor. The remaining 6 iterns (labetled as ‘Encouragement of autonomy and independence’ items) uhidt had moderately high nega tive loadings on the original PBI ‘Overprotection’factor ioadecl positively on our third factor which we therefore suggest to label as ‘Restrictive control’. Cronbach-alphas and test-retest reliability measwred two weeks apart were high for ali three scales. When mothers’ and fathers’ respective scores were intercorrelated, weak relatzons zvere found between the ‘Care’ ond the other two scales, whilst the ‘Overprotection’ and ‘Restrictive control’ scales were moderately correlated. The sampie means were ciose to those pubüshed else-where indicatzng replicabilzty ami validity of the PBI across cultures. T/se valiciation sampie consisted of 25 adolescents taken into institutional care between ages 14—18 years. As expected, H-PBI scores strongly deviated from t/se means of t/se normative sampie. Both parent.s were perc eived os less caring, more overprotective anti more controlling than parents in the normative sampie. Compared 10 15—23% in the normatzve sampie, 41—55% of t/se sn.stztuíionahsed adolescenls rated their parents beyond t/se cut-off values on any one scale, ami nearly 25% rated t/sem beyorsd t/se cut-off values on 5 out of the 6 parental scaies. Thu.s, sorne of these youngsters perceived veiy low care and very high controlfrom bot/s parents. T/sese resultsfurther cosfsrm t/se valsdity of the Hungarian version of t/se PBI. Key words:
Parental Bonding Instrument, parent—child relationship, parentzng style, parental behaviour
KÉT CSOPORT ÖSSZEHASONLÍTÁSA NEMPARAMÉTERES STATISZTIKAI ELJÁRÁSOK SEGÍTSÉGÉVEL *
VARGHA ANDRÁS ELTE, BTK, Általános Pszichológiai Tanszék E-mail;
[email protected]
Két populáció (példáulfésfzak és nők vagy egészségesek és betegek) összehasonlítására kvantitatív függő változók esetén leggyakrabban olyan paraméteres eljárásokat használnak, amelyek az átlagok és szórá sok segítségével becsülik a két populáció közti eltérés mértékét, illetve tesztelik az elméleti átlagok egyen lőségének null/sipotézisét. Ezen eljárások (legismertebb közülük a kétmintás t-próba) alkalmazáyi fel tételei azonban igen gyakran nem teljesülnek. A jelen tanulmány egy olyan Új mérőszámot vezet be, a valószínűségi fölény A betűvel jelölt mutatóját, mely alkalmazható bármely legalább ordinális skálájú változó esetén a két populáció közötti különbség mérésére. Az A mutató értelmezése meglehetősen egyszerű, jelentése köznapi szavakkal is megfogalmazható, s becslése igen könnyű. A tanulmány az A mutató becslése mellett kitér az A-val kapcsolatos legfontosabb hipotézis (a két populáció sztochasztikus egyenlősége) vizsgálatának módjára is. Erre a szóráshomogeni tás feltételének teljesülése esetén érvényesen alkalmazható a jól ismert Mann—Whitney-próba, de a ta nulmány három olyan nemparaméteres statisztikai eljárást is ismertet, amelyek e feltétel teljesülése nélkül is alkalmasnak látszanak a sztochasztikus egyenlőség tesztelésére. A tanulmány az összetartozó minta/i segítségével végzett összehasonlításokról sem feledkezik meg. Kulcsszavak:
hatásmérték, sztochasztikus egyenlőség, valószínűségi fölény mutatója, sztochaszlikus különbség. Mann—Whitney-próba, Fligner—Policello-próba, FPW-próba
A tanulmány megírásához nagy segítséget nyújtotta Szerző 1997-ben elnyert Széchenyi Professzo ri Ösztöndíja, a T 018353 számú OTKA pályázat, valamint a Research Support Scheme of the Open Society Support Foundation 584/1998 számú pályázata. A szerző ezúton köszöni meg egyik lektorának alapos, több pontatlanságra is fényt derítő munkáját
1
