Mér ő eszközök

2.4.3.3. Az intézeti súlycsökkentő kezelés és a vizsgálat során alkalmazott pszichológiai

Egészségi állapot: A válaszadók az SF-36 Egészségprofil Kérdőívből (Ware és Sherbourne, 1992; Czimbalmos, Nagy, Varga és Husztik, 1999) származó tételen a kitűnő (1) és a rossz (5) végpontok között ítélték meg az egészségi állapotukat. Emellett a szakirodalom alapján (Hu, 2008; Pi-Sunyer, 2002) felsoroltunk 16 betegséget, amelyek az elhízás potenciális kísérőbetegségei, és eldöntendő kérdésekkel tudakoltuk meg, hogy kezelik-e a válaszadót ezekkel a betegségekkel. Válaszlehetőségek: nem (0), igen (1). A 16 tételből kumulatív skálaképzési algoritmust alkalmazva nyertük a „betegségek száma” változót.

A testsúly története: Kérdéseket fogalmaztunk meg arra vonatkozóan, hogy hány éves kora óta vannak súlyproblémái (azaz túlsúlya); élete során hányszor tapasztalt nagymértékű (legalább 4,5 kg-os) súlyingadozást; hány éves korában fogyókúrázott először; hányszor próbált meg fogyókúrázni az elmúlt 12 hónapban (Teixeira és mtsai, 2004); valamint élete során vett-e már részt orvosi/dietetikusi felügyelet alatt zajló súlycsökkentő kezelésben?

Célok és Relatív Testsúlyok Kérdőív (Goals and Relative Weights Questionnaire; Foster és mtsai, 1997; l. Függelék 6.2.4.): A jelen kutatás keretében magyar nyelvre fordított kérdőív négy tétele arra kérdez rá, hogy kilogrammban kifejezve mit tart a személy álomsúlynak, örvendetes súlynak, elfogadható súlynak, illetve csalódást keltő súlynak önmaga számára.

21 tételes Háromfaktoros Evési Kérdőív (TFEQ-R21): A kérdőívet részletesen a 2.2.2.2.

fejezetben mutattuk be (l. Függelék 6.2.1.). A CFA a jelen mintán is alátámasztotta a mérőeszköz faktoriális struktúráját (χ²(186)=464,5; p<0,0001; CMIN/DF=2,497; CFI=0,916;

TLI=0,896; RMSEA=0,067; RMSEA CI90: 0,059-0,074). A 7. és 14., illetve 12. és 15. tételek hibatagjai közötti korrelációt megengedő alternatív modell adatokra való illeszkedése ezúttal is szignifikánsan jobbnak bizonyult (χ²(184)=387,0; p<0,0001; CMIN/DF=2,103; CFI=0,939;

TLI=0,923; RMSEA=0,057; RMSEA CI90: 0,049-0,065; ∆χ²=77,5; ∆DF=2; p<0,0001). A faktorok közötti interkorrelációk a következőképpen alakultak: Kognitív korlátozás és Kontrollálatlan evés között 0,49; p<0,001; Kognitív korlátozás és Érzelmi evés között r=-0,18; p=0,005; Kontrollálatlan evés és Érzelmi evés között r=0,62; p<0,001. A jelen vizsgálat során a kérdőív belső megbízhatósága jónak bizonyult (Cronbach α: 0,79-0,93). A féléves időintervallumban mért teszt-reteszt reliabilitás azonban az Érzelmi evés skála (rs=0,79;

p<0,001) kivételével alacsony (Kontrollálatlan evés: r=0,59; p<0,001; Kognitív korlátozás:

r=0,47; p<0,001). Mivel azonban e mérőeszköz nem stabil személyiségvonásokat, hanem evési magatartásokat mér, amelyek esetében változásra számítunk a vizsgálat időtartama alatt;

továbbá a két adatfelvétel között nem a rendszerint alkalmazott néhány hét, hanem hat hónap telt el, az időbeli konzisztenciára vonatkozó eredményeinket elfogadhatónak tartjuk.

Testforma Kérdőív – 14 tételes rövidített változat (BSQ-SF14): A kérdőívet részletesen a 2.3.3.2. fejezetben mutattuk be (l. Függelék 6.2.3.). A jelen mintában a CFA az eredeti mérési modell esetében gyenge illeszkedési mutatókat eredményezett (χ²(77)=268,8; p<0,0001;

CMIN/DF=3,490; CFI=0,890; TLI=0,850; RMSEA=0,086; RMSEA CI90=0,075-0,097). Az alternatív, az 1. és 8., valamint a 4. és 6. tétel hibatagjai közötti korrelációt megengedő modell

adatokra történő illeszkedése ezúttal is lényegesen jobbnak adódott (χ²(75)=197,2; p<0,0001;

CMIN/DF=2,629; CFI=0,930; TLI=0,902; RMSEA=0,069; RMSEA CI90=0,058-0,081;

∆χ²=71,6; ∆DF=2; p<0,0001). A jelen vizsgálat során a kérdőív belső megbízhatósága jónak bizonyult (Cronbach α: 0,89).

Testgyakorlás: A változás stádiumai (rövidített forma): A mérőeszközt részletesen a 2.3.3.2. fejezetben mutattuk be.

Elhízással Kapcsolatos Hiedelmek Skála (OBS): A kérdőívet részletesen a 2.3.3.2.

fejezetben mutattuk be (l. Függelék 6.2.2.). A tételek jelentős részénél megjelenő padló-, illetve plafonhatás miatt indokolt volt ordinális skálaként kezelni az itemeket, ezért a konfirmatív faktoranalízis az MPLUS statisztikai programcsomaggal történt. A CFA eredményeképpen kapott illeszkedési mutatók gyenge illeszkedésre utaltak (χ²(87)=361,8;

p<0,0001; CMIN/DF=4,159; CFI=0,801; TLI=0,760; RMSEA=0,097; RMSEA CI90 =0,087-0,108). Az alternatív, a 6. és 12. tétel, a 6. és 14. tétel, valamint a 12. és 14. tétel hibatagjai közötti korrelációt megengedő modell esetében az illeszkedés mértéke javult ugyan, de még mindig gyenge volt (χ²(84)=250,9; p<0,0001; CMIN/DF=2,987; CFI=0,879; TLI=0,849;

RMSEA=0,077; RMSEA CI90=0,066-0,088; ∆χ²=110,9; ∆DF=3; p<0,0001). A külön faktorokhoz tartozó 10. és 11. tétel közötti kovariancia felszabadításával az illeszkedés számottevően javult (χ²(83)=191,2; p<0,0001; CMIN/DF=2,304; CFI=0,922; TLI=0,901;

RMSEA=0,062; RMSEA CI90=0,051-0,074; ∆χ²=170,6; ∆DF=4; p<0,0001). A jelen vizsgálat során a kérdőív skáláinak Cronbach α mutatója 0,53-0,67 közötti értéket vett fel, amely az alacsony tételszámok (4-6 tétel) fényében elfogadható.

Elhízáshoz Való Alkalmazkodás Kérdőív – Rövidített változat (Obesity Adjustment Survey – Short form; OAS-SF; Butler és mtsai, 1999; l. Függelék 6.2.5.): A bariátriai műtét előtt álló elhízottak mintáján extrém mértékben (morbid) elhízottak számára kidolgozott, 20 tételes, egyenes és fordított irányú tételeket egyaránt tartalmazó kérdőív azt méri fel, hogy milyen hatással van a személy aktuális testsúlya az érzéseire, kapcsolataira és tevékenységeire.

Az elmúlt 6-8 hétre vonatkozó állításokkal való egyetértés mértékét 5-fokozatú, Likert-típusú skálán kell megítélni az egyáltalán nem igaz (1) és a teljes mértékben igaz (5) végpontok között. A skálaképzési instrukció szerint a kérdőív három fordított tételt tartalmaz (1., 4. és 17.

tétel). Az 1. és a 17. tétel azonban az eredeti kérdőív rövidítése során alkalmazott mintán adódó pszichometriai sajátosságai miatt kódolandó fordított irányban, nem a tartalma következtében (Butler és mtsai, 1999). A jelen mintán végzett konfirmatív faktoranalízis eredménye szerint indokolatlan a megfordításuk (l. később), ezért a jelen vizsgálatban egyedül a 4. tételt fordítottuk meg a skálaképzés során. Noha a tételek az életminőség több területét is lefedik, a mérőeszközt egydimenziósként alkalmazzák. A skálaképzés a tételek egyszerű összeadásával történik. A magasabb pontszám nagyobb mértékű elhízással kapcsolatos distresszélményt jelez. A mérőeszközt Gordon S. Butler PhD engedélyével adaptáltuk magyar nyelvre (l. Függelék 6.1.3.). Az eredeti és a visszafordított kérdőívet ő vetette össze, és

javaslatokat tett a magyar nyelvű változat korrigálására. A mérőeszköz belső megbízhatóságára és teszt-reteszt reliabilitására nézve csak a forrástanulmányban találtunk adatot (Cronbach α: 0,72; r=0,87; Butler és mtsai, 1999). A jelen vizsgálat során a kérdőív belső megbízhatósága jónak bizonyult (Cronbach α: 0,89).

CES-D Depresszió Skála (Center for Epidemiologic Studies Depression Scale; CES-D;

Radloff, 1977; Demetrovics, 2007): A 20 tételes, egyenes és fordított irányú tételeket egyaránt tartalmazó önjellemzős kérdőív a depresszív tünetek gyakoriságának felmérésére szolgál, elsősorban az általános populációban. A válaszadónak 4-fokozatú, Likert-típusú skálán kell jeleznie, hogy milyen gyakran érzi magára jellemzőnek az elmúlt hétre vonatkozóan az adott állításban foglaltakat, úgymint a depresszióra jellemző kognitív, affektív, konatív és interperszonális kapcsolatokra vonatkozó tüneteket (1: ritkán vagy soha [kevesebb, mint 1 nap]; 4: nagyon gyakran, vagy mindig [5-7 nap]). A kérdőív tehát aktuális állapotot mér, nem vonás jellegű dimenziót. Klinikai szintű problémát jelez a 16 pont és e feletti érték.

A magyar nyelvű változat belső megbízhatósága drogfogyasztókból és kontraszt személyekből álló mintán (Cronbach α: 0,92; Demetrovics, 2007), illetve legalább heti rendszerességgel dohányzó, felsőoktatási intézményekben tanuló hallgatók mintáján (Cronbach α: 0,90; Tombor és Urbán, 2010) egyaránt jónak bizonyult. A jelen kutatás eredményei szerint a belső megbízhatóság jó (Cronbach α: 0,88), a féléves időintervallumban mért teszt-reteszt reliabilitás azonban alacsony (r=0,52; p<0,001). Mivel a CES-D állapot jellegű depressziót mér, továbbá a két adatfelvétel között szokatlanul hosszú idő (hat hónap) telt el, az időbeli konzisztenciára vonatkozó eredményt elfogadhatónak tartjuk.

Rosenberg Önértékelési Skála (Rosenberg Self-Esteem Scale; RSE; Rosenberg, 1965;

Paksi, Felvinczi és Schmidt, 2004): A 10 tételből álló, egyenes és fordított tételeket egyaránt tartalmazó, 4-fokozatú, Likert-típusú skálán (a 0: nagyon nem értek egyet és 3: nagyon egyetértek végpontok között) értékelendő önjellemzős kérdőív az általános (globális) önértékelést az önelfogadásra és az önmagunk értékességére vonatkozó tételek segítségével méri. A magasabb pontszám magasabb általános önértékelést jelez. A mérőeszköz magyar nyelvű változatának belső megbízhatósága egyetemi hallgatónők mintáján (Cronbach α: 0,85) és egy munkahelyi életmódváltó csapatverseny résztvevőiből álló mintán (Cronbach α: 0,79) egyaránt jónak bizonyult (Czeglédi és mtsai, 2010). A jelen vizsgálatban a belső megbízhatóság (Cronbach α: 0,79), és a féléves intervallumban mért teszt-reteszt reliabilitás (r=0,71; p<0,001) ugyancsak megfelelő.

Társas támogatás a súlycsökkentési erőfeszítésekben skála (l. Függelék 6.2.6.): A mérőeszközt a 3 tételes Oslo Társas Támogatás Skála (3-item Oslo Social Support Scale;

Brevik és Dalgard, 1996) alapján alkottuk meg. E három tételes kérdőív lefedi a közeli barátok számát, az észlelt törődést és a másoktól érkező gyakorlati segítséget. Számos kutatás igazolta a jó alkalmazhatóságát és a prediktív validitását a mentális egészség és a pszichológiai distressz tekintetében (Meltzer, 2003). Saját kérdőívünk kidolgozása során a

szövegezést annyiban módosítottuk, hogy az általános megfogalmazás helyett konkrétan a súlycsökkentési erőfeszítésekre vonatkozóan kérdeztünk rá a társas támogatás fenti aspektusaira. A mérőeszközt kiegészítettük két tétellel, amelyek a munkatársaktól, illetve a családtagoktól érkező gyakorlati segítség hozzáférhetőségére kérdeznek rá. E tételek esetében annyi további módosítás történt, hogy a gyakorlati segítség mellett és/vagy kötőszóval a „lelki támaszra” is rákérdeztünk. Az 5 tételből álló kérdőív tehát lefedi a közeli barátok számát, az észlelt törődést és a másoktól (úgymint szomszédok, munkatársak, családtagok) érkező gyakorlati segítséget, illetve lelki támaszt a súlycsökkentési erőfeszítések során. A társas támogatás index képzése a tételekre adott válaszok egyszerű összeadásával történik. A magasabb érték nagyobb mértékű társas támogatást jelez. A kérdőív belső megbízhatósága a jelen vizsgálatban jónak bizonyult (Cronbach α: 0,78).

A második mérési időpontban a fent felsorolt mérőeszközök közül az alábbiak ismételt felvétele történt meg: testsúly, testmagasság, 21 tételes Háromfaktoros Evési Kérdőív (Cronbach α: 0,69-0,94), Testgyakorlás: A változás stádiumai (rövidített forma), Rosenberg Önértékelési Skála (Cronbach α: 0,83), CES-D Depresszió Skála (Cronbach α: 0,91).

Rákérdeztünk továbbá arra, hogy 1. elérte-e a személy a kitűzött testsúlyát, és ha nem, milyen testsúlyt szeretett volna vagy szeretne elérni? 2. Törekszik-e jelenleg súlycsökkentésre, és ha igen, mely stratégiákat alkalmazza az alábbiak közül: diéta, testgyakorlás, gyógyszeres kezelés, műtéti kezelés, egyéb? 3. Amennyiben nem törekszik súlycsökkentésre, törekszik-e aktívan a fogyókúrával elért testsúlya megtartására? 4. Részt vett-e a pszichoedukációs csoportfoglalkozáson? 5. Mely, a pszichedukációs csoportfoglalkozáson hallott/tanult stratégiát alkalmazza rendszeresen a súlycsökkentési erőfeszítései során?