A Képességek és Nehézségek Kérdôív (SDQ-Magy) további vizsgálata nem-klinikai mintán, fiatal serdülôk körében *

Átírás

1 A Képességek és Nehézségek Kérdôív (SDQ-Magy) további vizsgálata nem-klinikai mintán, fiatal serdülôk körében * Ψ 415 Turi Eszter 1,2, Tóth Ildikó 1, Gervai Judit 1,2 1 MTA Pszichológiai Kutatóintézet 2 ELTE-PPK, Fejlôdéspszichológiai Intézeti Központ Összefoglalás: Bevezetés: A Képességek és Nehézségek Kérdôív (SDQ-Magy) a gyermekkori viselkedési és pszichés zavarok felmérésére és szûrésére alkalmas rövid, szülôi és tanári, valamint 11 éves kortól önkitöltôs változattal is rendelkezô mérôeszköz. Jelen tanulmány célja az elsô hazai, nem-klinikai alkalmazás kiterjesztése idôsebb korosztályra, a kérdôív pszichometriai jellemzôinek vizsgálata, az értékelôk közötti egyezés és eltérés felmérése, nemi és életkori különbségek feltárása, valamint a klinikai tünetpontszámok meghatározása nem-klinikai populáción belül. Módszer: A kérdôív önkitöltôs, szülôi, és tanári változatát lakossági mintában, összesen éves iskolás gyermekrôl gyûjtöttük. Eredmények: A kérdôív skáláinak belsô konzisztencia mutatói néhány kivétellel kielégítôek voltak, leginkább megbízhatónak a tanári változat mutatkozott. Jelentôs eltérés a brit normatív adatokhoz képest kevés skálán volt. A probléma skálák között gyenge-közepes együtt járás volt, az értékelôk közül a gyermekek és a szülôk közötti egyezés közepesen erôs volt. A fiúk a Viselkedési problémák és Hiperaktivitás, a lányok a Proszociális viselkedés és az Érzelmi tünetek skáláin kaptak magasabb pontszámot. Életkori hatás csak a tanárok értékeléseiben jelentkezett, akik az életkorral valamelyest súlyosabbnak látták diákjaik különféle problémáit. Javaslatot teszünk a tünetpontszámok klinikai határértékeire a normál és rendellenes tartomány között. Következtetések: Az SDQ skáláinak pszichometriai jellemzôi, együtt járásai, és a nemek közötti különbségek összhangban vannak a korábbi magyar vizsgálattal és a nemzetközi tapasztalatokkal. Az értékelôk közötti eltérések egyes skálákon felhívják a figyelmet a problematikus viselkedések szituációtól való függésére és a megfigyelôk közötti eltérésekre, ezek potenciális fontosságára a kutatók és a gyakorlati szakemberek számára. Kulcsszavak: Képességek és Nehézségek Kérdôív (SDQ-Magy); érzelmi tünetek; viselkedési problémák; hiperaktivitás; kortárskapcsolati problémák; proszociális viselkedés; értékelôk közötti egyezés Summary: Introduction: The Strengths and Difficulties Questionnaire (SDQ-Magy) is a brief instrument suitable for assessing and screening childhood behavior and mental problems, available in parent and teacher, and from 11 years of age, self-report versions. The aim of the present study was to extend our previous investigation in a community sample to an older age group, to examine its psychometric properties, and to assess cross-informant agreements and differences, effects of gender and age, as well as to determine cut-off points between normal and abnormal scores within the community sample. Methods: Parent, teacher, and self-report questionnaire data were collected on 286 pupils of years of age. Results: With a few exceptions, internal consistencies of the scales were satisfactory, the teacher-reports showing the highest reliability. Regarding scale means, there were few significant differences from the British normative data. Correlations among problem scales were weak to moderate, and only self and parent reports showed moderate interrater agreements. Boys scored higher on Conduct problems and Hyperactivity scales, girls were reported to show more Prosocial behaviors and Emotional symptoms. Children s age affected teacher reports only, showing an increase of problems with age. We propose cut-off values for separating normal and clinical ranges. Conclusions: Psychometric properties and inter-correlations of the SDQ scales, as well as gender differences are consistent with the previous Hungarian and international studies. Rater differences found on certain scales suggest contextual effects on problematic behaviors, discrepancies between informants, and their potentially importance for researchers and mental health professionals. Keywords: Strengths and Difficulties Questionnaire (SDQ-Magy); emotional symptoms; conduct problems; hyperactivity; peer problems; prosocial behavior; inter-rater agreement * Pályázati támogatás: OTKA F és F Psychiat Hung 2011, 26 (6):

2 416 Eredeti közlemények Bevezetés A viselkedési problémák és mentális zavarok egyre elterjedtebbek gyermekek és serdülôk körében. Egy 1999-es brit felmérés szerint az 5 15 éves korosztályban az érzelmi és a viselkedési zavarok, valamint a hiperaktivitás elôfordulási gyakorisága 10% (1), míg más nyugat-európai felmérések szerint a gyermekek és serdülôk akár 17 26%-a megfelel legalább egy pszichiátriai zavar diagnosztikai kritériumának (2). A megfigyelhetô magatartásproblémák és a kevésbé megnyilvánuló pszichés zavarok (pl. szorongás, depresszió) szûrése és kezelése fontos feladat a szakemberek számára, ráadásul a kiskorúak nem kompetensek saját problémáik felmérésében, önszántukból általában nem fordulnak szakemberhez, leggyakrabban egy hozzájuk közel álló személy (szülô, tanár, mentálhigiénés szakember) kezd el foglalkozni a felmerülô problémával. Szakértô segítséghez azért sem jut el minden érintett gyermek, mert a nehézségek az élet különbözô területein eltérô intenzitással jelentkezhetnek, a gyerekek pedig helyzettôl függôen eltérô viselkedésekkel reagálhatnak. A szociális háló az életkor elôrehaladtával egyre komplexebbé válik, így elôfordulhat, hogy a gyermekek bizonyos tüneteket csak az iskolában, teljesítményhelyzetekben, vagy iskola után, kortársaik körében, esetleg csak otthon, szûk családi környezetben mutatnak. Mindemellett a problémák felismerését befolyásolhatja a környezet pszichés zavarokkal kapcsolatos tapasztalata és ismerete, illetve a normatív viselkedéssel kapcsolatos elképzelések is. Mindezek miatt fontos minél több oldalról informálódni a fiatalok problémáiról (3). A pszichés zavarok gyors szûrését lehetôvé tévô Képességek és Nehézségek Kérdôív (Strengths and Difficulties Questionnaire, SDQ) több megfigyelô értékelését és azok összehasonlítását is lehetôvé teszi. A külföldön széles körben elterjedt kérdôív hazai, nem-klinikai mintán történô alkalmazása elsô körben már sikeresnek bizonyult (4), nagyobb, és heterogénebb mintán való felvétele, önkitöltôs, szülôi, és tanári értékelések bevonásával azonban még nem próbálták ki. Jelen tanulmány célja a magyar változat nem-klinikai populációban való szélesebb körû használata és tulajdonságainak felmérése volt. Az SDQ-t Robert Goodman angol gyermekpszichiáter fejlesztette ki a Rutter-féle (5) szülôi kérdôívbôl kiindulva, mely rövidebb a leginkább elterjedt viselkedési és érzelmi zavarokat mérô Child Behavior Checklist-nél (CBCL, 6), azonban továbbfejlesztést igényelt. A 4 18 éves kor között alkalmazható CBCL-nek létezik szülôi, tanári, és önkitöltôs változata, azonban nem teszi lehetôvé a gyors kitöltést, így egyszerre, széles körben nem használható hatékonyan (7). Az SDQ-t a Rutter-féle és a CBCL kérdôívvel validálták (8, 9), és a Rutter skálákhoz képest nem csupán problémákra, nehézségekre koncentrál, hanem kiegészült pozitív viselkedések, erôsségek mérésével, továbbá az állítások jelentôs részének pozitív megfogalmazása segítheti a nem-klinikai populáción való alkalmazást (4). A teszt kibôvített változata pedig lehetôvé teszi a gyermek életének különbözô területein jelentkezô problémái tartósságának, megterhelô hatásának felmérését, továbbá az esetleges terápiás beavatkozások, kezelések hatékonyságát is lehet vele mérni (10). A 4 éves kortól alkalmazható 25 tételes kérdôív kitöltése mindössze 5 percet vesz igénybe. 11 éves korig szülôi és tanári értékelés segítségével, éves kor között pedig önkitöltôs formában is használható, így a három változat lehetôvé teszi az értékelôk közötti egyezés feltárását is. Az egyoldalas kérdôívre adott válaszokból 5 skálapontszám képezhetô: Érzelmi tünetek, Viselkedési problémák, Hiperaktivitás, Kortárskapcsolati problémák, Proszociális skála, továbbá az elsô négy skála összegzésével nyert Összesített probléma pontszám. A kérdôív sok nyelven elérhetô a honlapon, mely ezen kívül pontozási útmutatót, külföldi normákat és releváns cikkeket is tartalmaz. Az SDQ megbízható alkalmazhatóságát számos mintán való kipróbálása is megerôsítette. A kérdôívet Nagy-Britannián kívül Európa sok országában használják, pl. Svédországban (11), Németországban (12 14), Finnországban (15), Hollandiában (7, 16), Skandináviában (17),

3 A Képességek és Nehézségek Kérdôív (SDQ-Magy) további vizsgálata nem-klinikai mintán... Franciaországban (18), Belgiumban (19), déleurópai országokban (20). Elterjedt a világ távolabbi pontjain és eltérô kulturális hagyományú országokban is pl. Ausztráliában (21), Észak-Amerikában (22), Brazíliában, Kanadában, Közel-Keleten és Ázsiában (23), Távol-Keleten (24 26). Kiemelendô azon vizsgálatok köre is, melyekben speciális populációkat vizsgáltak, Muris és Maas (27) intézményben nevelkedett és alacsonyabb intellektuális képességû gyermekek körére is alkalmazták a kérdôívet a kötôdéssel összefüggésben, a japán Iizuka és mtsai (26) pedig az SDQ segítségével magasan funkcionáló, autizmus spektrumzavarral élô gyermekeket hasonlítottak össze egy figyelemhiányos hiperaktivitással (ADHD) diagnosztizált csoporttal. A kutatások sok esetben nemek közötti különbségeket tártak fel. A fiúk általában több nehézséget mutatnak a Viselkedési problémák, a Hiperaktivitás, és a Kortárskapcsolati problémák skáláin, míg a lányok általában magasabb pontszámot érnek el az Érzelmi tünetek és a Proszociális viselkedés skáláin (pl. 7, 11, 13 14). Az értékelôk közötti egyezést is többen vizsgálták, de ugyanazon gyermekre vonatkozó három szempontú, gyermek szülô tanár általi értékelés összehasonlítását azonban kevesebb kutatásban találhatunk (pl. 9, 10, 15 16, 24, 28). Goodman és mtsai (9) klinikai mintában például csak a Proszociális skálán találtak szignifikánsan magasabb egyezést a gyermek és szülô kérdôívei között. Du és mtsai (24) összehasonlították Achenbach és mtsai (29) metaanalízisének eredményével az értékelôk közötti korrelációkat, és saját vizsgálatukban nagyobb egyezést találtak. Demográfiai adatokkal (pl. szocioökonómiai státusszal) kapcsolatos összefüggést pedig eleddig csak német családok körében vizsgáltak (13, 14): az alacsonyabb szocioökonómiai státuszú családokból származó gyermekek általában magasabb problémapontszámokat kaptak. Jelen vizsgálatunk célja a Képességek és Nehézségek Kérdôív nem-klinikai mintán történô alkalmazásának további vizsgálata 12 éven felüli gyermekek és serdülôk körében, önkitöltôs, szülôi és tanári változatok segítségével. A vizsgálat kiterjed a kérdôív megbízhatóságának tesztelésére, az eredmények külföldi (brit) normatív adatokkal (30) való összehasonlítására, az értékelôk közötti együtt járások feltárására, életkori, nemi különbségek, valamint a demográfiai adatokkal kapcsolatos összefüggések és a normál populáción belül elôforduló klinikai esetek, tünetpontszámok vizsgálatára is. Módszer Vizsgálati személyek A kérdôíveket március és április között gyûjtöttük 286 gyermektôl, szülôjüktôl és osztályfônöküktôl, összesen öt iskolában. A gyerekek közül 77 egy vidéki, hatosztályos gimnáziumban tanult, 81 diák egy szintén vidéki általános iskola felsô tagozatából került ki, 128 pedig három budapesti középiskola tanulója volt. A kérdôívek felvétele az egyes középiskolák igazgatóinak írásos beleegyezését követôen történt. Az osztályfônökök segítségével értük el a diákokat, akik hazavitték a szülôknek szánt kérdôívet, a saját példányukat pedig a kérdôív ismertetése után osztályfônöki óra keretében töltötték ki. Az osztályfônökök szabadidejükben egyesével töltötték ki a szülôivel megegyezô szövegû kérdôívet. A teljes mintába csak azok a kérdôívek kerültek be, melyek mindhárom kitöltôtôl visszaérkeztek. A szülôk a kérdôív visszaküldésével fejezték ki a vizsgálatba való beleegyezésüket. Az összetartozó kérdôíveket a gyermekek monogramjával jelölték, melyet az adatbevitel megkezdésekor a névtelen részvétel érdekében töröltünk. A vizsgálat része volt az MTA Pszichológiai Intézetének Tudományetikai Bizottsága által engedélyezett korábbi kutatásnak (4). A vizsgálati személyek közül 176 lány (61,5%) és 110 (38,5%) fiú volt, a gyermekek életkora éves korig terjedt, az átlagéletkor 14,7 (±1,4) év volt. A gyermekekre vonatkozó egyéb adatok a hiánytalanul kitöltött szülôi kérdôívek alapján a következôk voltak: 17 gyermek volt koraszülött (2500 grammnál kevesebb súllyal és/vagy 36. hétnél korábban született), a minta 84%-a (N=229) volt elsô- vagy másodszülött, a testvérek száma 0 9-ig terjedt, a többségnek 417

4 Eredeti közlemények 418 (N=242, 84%) egy vagy két testvére volt. A demográfiai adatokat szolgáltató szülôk (N=267, 93%) életkora 24 és 69 év között volt (átlag: 42 év), fôiskolai/egyetemi végzettséggel 18,2%, középiskolaival 55,5% rendelkezett. Kérdôívek Kutatásunkban a Képességek és Nehézségek Kérdôívet, vagyis az SDQ magyar változatát használtuk (SDQ-Magy, fordította Gervai, Székely, 2005). A kérdôív összes változata és értékelési útmutatója letölthetô a honlapról (a magyar verziókhoz tartozó link: Hungarian). A diákok a éves korban használatos önkitöltôs változatot, míg a szülôk és a tanárok az azonos formátumú, 4 16 éves korosztályra vonatkozó változatot kapták meg. Az SDQ kitöltése elôtt a szülôk esetében rákérdeztünk néhány demográfiai adatra (gyermek koraszülöttsége, születési sorrend és testvérek száma, szülôk életkora, valamint iskolai végzettsége). Az SDQ kérdôív 25 tételes, az állításokra mindhárom változat esetében háromféle értékelés adható: nem igaz (=0), valamennyire igaz (=1), határozottan igaz (=2). Öt tétel megfogalmazása pozitív irányú, ezért a pontszámok fordítottak. Az állítások alapján képzett 5 tételes skálák: Érzelmi tünetek, Viselkedési problémák, Hiperaktivitás, Kortárskapcsolati problémák és Proszociális viselkedés, melyek skálapontszámai 0 és 10 között változhatnak. A négy problémaskála pontszámainak összege képezi az összesített probléma pontszámot, melynek tartománya Statisztikai elemzés A több iskolát érintô vizsgálat során néhány esetben elôfordult, hogy a visszaérkezô önkitöltôs, szülôi és tanári kérdôíveken egy-egy tétel jelöletlen maradt. Abban az esetben, ha egy adott skálából maximum két adat hiányzott, azt a skála átlagával helyettesítettük, ennél több hiányzó adat skálánként nem fordult elô. Ezzel a módszerrel az adatok 0,04%-át (35 pontszámot) kellett pótolni. A statisztikai elemzésekhez SPSS 17.0 szoftvert használtunk. A skálák belsô konzisztenciáját minden egyes értékelô esetében külön számolt Cronbach-alfa mutatóval jellemeztük. Mivel a pontszámok a skálák többségén nem voltak normális eloszlásúak, a skálák közötti kapcsolatokat és az értékelôk közötti egyezést Spearman-féle rangkorrelációs eljárással teszteltük. Ismétléses MANOVA-val vizsgáltuk a gyermek nemének és életkorának hatását a különbözô személyek (gyermek saját maga, szülô, tanár) általi értékelésre, a demográfiai adatokkal (szülô iskolai végzettsége, testvérek száma) való összefüggés vizsgálatához MANOVA-kat használtunk. Post-hoc elemzésekhez szintén nemparametrikus eljárásokat (pl. Friedman, Mann- Whitney, Wilcoxon teszteket) használtunk. A brit normatív adatokkal való összehasonlítás során az interneten elérhetô kalkulátor segítségével ( Cohen d értékeket számoltunk. Eredmények Leíró statisztika és belsô konzisztencia mutatók Az 1 3. táblázatokban találhatók a kérdôív önkitöltôs, szülôi, és tanári változat skáláinak konzisztencia (Cronbach-alfa) mutatói, értékelôk és nemek szerint átlagai, szórásai, valamint a brit normatív adatokkal való összehasonlítás eredményei. A teljes mintára vonatkozó Cronbachalfa mutatók 0,32-tôl 0,90-ig terjedtek. A legalacsonyabb Cronbach-alfa mutató a kortárskapcsolati problémák szülôi skáláját jellemezte (0,32), melyen nem javított volna jelentôsen egy-egy tétel eltávolítása sem. A leginkább megbízható változatnak a tanári kérdôív skálái bizonyultak, melynél a Cronbach-alfa együtthatók a viselkedési problémák kivételével (0,61) az egyezményesen elfogadott 0,70 határérték felett voltak. Az említett skála az önkitöltôs (0,43) és a szülôi (0,49) változatoknál is mérsékelten volt

5 A Képességek és Nehézségek Kérdôív (SDQ-Magy) további vizsgálata nem-klinikai mintán... konzisztens. Az önkitöltôs változatnál két életkori csoportra osztottuk a mintát annak érdekében, hogy megnézzük, hasonlóképpen jól értelmezték-e a kérdéseket a fiatalabb és az idôsebb gyermekek, a határt a 14. életévnél húztuk meg. Amint az 1. táblázatban látható, bizonyos skáláknál (pl. Érzelmi tünetek, Hiperaktivitás, Proszociális skála) jelentôs különbség mutatkozott a Cronbach-alfák értékeiben az idôsebb korcsoport javára. A brit normatív adatokkal való összehasonlítás során az átlagok közötti szignifikáns különbség esetén Cohen d hatásméret mutatókat számoltunk az eltérések nagyságának becslésére (a 0,3 fölötti Cohen d értékek kiemelve az 1 3. táblázatokban) táblázat A magyar SDQ önkitöltôs változat belsô konzisztenciája, a skálák leíró statisztikája, brit összehasonlító adatok SDQ-Magy skála Cronbach- Cronbach- Cronbach- Átlag Átlag Átlag Brit Hatásönkitöltôs változat alfa alfa alfa (szórás) (szórás) (szórás) átlagok méret teljes év év teljes fiúk lányok (11 15 év) (Cohen d) minta (N=113) (N=173) minta (N=110) (N=176) (N=286) (N=286) Összes probléma 0,77 0,71 0,80 10,3 (5,2)0 9,7 (5,2) 10,7 (5,2)0 10,30 0,00 Érzelmi tünetek 0,72 0,49 0,78 2,8 (2,3) 1,9 (1,8) 3,4 (2,4) 2,8 0,00 Viselkedési problémák 0,43 0,40 0,45 2,2 (1,4) 2,3 (1,3) 2,2 (1,5) 2,2 0,00 Hiperaktivitás 0,69 0,63 0,73 3,6 (2,3) 3,9 (2,3) 3,5 (2,2) 3,8-0,09- Kortárskapcsolati problémák 0,58 0,55 0,61 1,7 (1,7) 1,7 (1,8) 1,7 (1,6) 1,5 0,13 Proszociális skála 0,70 0,64 0,73 7,2 (2,1) 6,3 (2,1) 7,9 (1,8) 8,0-0,42-2. táblázat A magyar SDQ szülôi változat belsô konzisztenciája, a skálák leíró statisztikája, brit összehasonlító adatok SDQ-Magy skála Cronbach- Átlag Átlag Átlag Brit Hatásszülôi változat alfa (szórás) (szórás) (szórás) átlagok méret teljes minta teljes minta fiúk lányok (11 15 év) (Cohen d) (N=286) (N=286) (N=110) (N=176) Összes probléma 0,76 9,0 (4,9) 9,0 (4,6) 9,0 (5,1) 8,2 0,15 Érzelmi tünetek 0,69 2,5 (2,1) 1,9 (1,7) 2,8 (2,2) 1,9 0,29 Viselkedési problémák 0,49 1,5 (1,4) 1,8 (1,4) 1,4 (1,3) 1,5 0,00 Hiperaktivitás 0,68 3,3 (2,2) 3,7 (2,3) 3,1 (2,2) 3,2 0,04 Kortárskapcsolati problémák 0,32 1,7 (1,4) 1,8 (1,4) 1,6 (1,4) 1,5 0,13 Proszociális skála 0,74 7,7 (2,0) 7,1 (2,1) 8,1 (1,9) 8,6-0,50-3. táblázat A magyar SDQ tanári változat belsô konzisztenciája, a skálák leíró statisztikája, brit összehasonlító adatok SDQ-Magy skála Cronbach- Átlag Átlag Átlag Brit Hatásszülôi változat alfa (szórás) (szórás) (szórás) átlagok méret teljes minta teljes minta fiúk lányok (11 15 év) (Cohen d) (N=286) (N=286) (N=110) (N=176) Összes probléma 0,83 9,3 (5,8) 9,8 (5,8) 8,9 (5,8) 6,3 0,50 Érzelmi tünetek 0,78 2,6 (2,2) 2,3 (2,3) 2,8 (2,2) 1,3 0,63 Viselkedési problémák 0,61 1,1 (1,4) 1,3 (1,5) 0,9 (1,4) 0,9 0,13 Hiperaktivitás 0,84 3,3 (2,7) 3,9 (3,0) 3,0 (2,5) 2,6 0,26 Kortárskapcsolati problémák 0,70 2,3 (2,0) 2,4 (2,0) 2,2 (2,0) 1,4 0,47 Proszociális skála 0,90 6,9 (2,9) 6,2 (2,9) 7,3 (2,8) 7,1-0,08-

6 Eredeti közlemények 420 Az SDQ skálák egymással való összefüggései A gyakran együtt járó zavarokat jellemzô skálák közti korrelációkat a 4. táblázatban foglaltuk össze, feltüntetve ugyanezen elemzés értékeit az SDQ eredeti jellemzésébôl (28). Akárcsak a klinikumban, saját nem-klinikai mintánkban is a Hiperaktivitás és a Viselkedési problémák mutattak erôsebb együtt járást. A Proszociális skála, irányultságának megfelelôen, az érzelmi tüneteket kivéve negatívan korrelált az összes többi problémaskálával, (gyermek: rho = -0,13-0,24, p<0,005; szülô: rho = -0,15-0,28, p<0,005; tanár: rho = -0,38-0,49, p<0,001). Az összesített probléma pontszám a számításából fakadóan erôsen együtt járt az egyes problémaskálákkal (gyermek: rho = 0,55 0,70, p<0,001; szülô: rho = 0,53 0,76, p<0,001; tanár: rho = 0,64 0,75, p<0,001). Az értékelôk közötti egyezés vizsgálata Az önkitöltôs, a szülôi, és a tanári változatok közötti páronkénti korrelációkat az 5. táblázatban tüntettük fel. Az értékelôk skálapontszámainak együtt járását jellemzô korrelációs együtthatók átlaga gyermek szülô, gyermek tanár, illetve szülô tanár párosításban rho = 0,43, 0,22, illetve 0,28. Összehasonlításképpen, Achenbach és mtsai (29) metaanalízisében az értékelôk közötti átlagos egyezés (Pearson korrelációs együtthatók átlaga) viselkedési és érzelmi problémák mérésekor ugyanebben a sorrendben r=0,25, 0,20 és 0,27 volt. A gyermek életkorának és nemének hatása a különbözô értékelôk skálapontszámaira, demográfiai összefüggések Ismétléses MANOVA elemzést végeztünk annak vizsgálatára, hogy a gyermekek életkora és neme hogyan befolyásolja a gyermeki, szülôi és tanári SDQ skálaértékeket. Ezzel az értékelôk közötti egyezés (eltérés) komplexebb vizsgálatára is lehetôség nyílt. Az SDQ önkitöltôs, szülôi, és tanári skáláit (összetartozó függô változók), valamint a nemet (csoportosító faktor) és az életkort (kovariáns) tartalmazó MANOVA szignifikáns nem (F[5,279]=19,058, p<0,001), életkor (F[5,279]=5,074, p<0,001) és értékelô 4. táblázat Az Érzelmi tünetek, Viselkedési problémák, Hiperaktivitás skálák közötti együtt járások (Spearman rho) Értékelô Érzelmi tünetek Érzelmi tünetek Viselkedési problémák Viselkedési problémák Hiperaktivitás Hiperaktivitás Gyermek *0,15 (0,33)* 0,25 (0,31) 0,37 (0,53) Szülô 0,26 (0,30) 0,28 (0,26) 0,50 (0,50) Tanár 0,16 (0,21) 0,22 (0,24) 0,70 (0,61) A korrelációk legalább p < 0,05 szinten szignifikánsak * Zárójelben korrelációs együtthatók Goodman (2001) vizsgálatából 5. táblázat A magyar SDQ skáláinak értékelôk közötti korrelációi (Spearman rho) Spearman s rho Gyermek Szülô Gyermek Tanár Szülô Tanár Teljes Lányok Fiúk Teljes Lányok Fiúk Teljes Lányok Fiúk Összes probléma 0,47 0,49 0,46 0,24 0,31 ns 0,34 0,34 0,34 Érzelmi tünetek 0,52 0,57 0,33 0,15 0,28-0,13-0,20 0,27 ns Viselkedési problémák 0,33 0,27 0,42 0,25 0,21 0,27 0,30 0,21 0,41 Hiperaktivitás 0,47 0,44 0,51 0,30 0,29 0,26 0,47 0,40 0,52 Kortárskapcsolati problémák 0,39 0,42 0,32 0,15 ns 0,19 ns ns ns Proszociális skála 0,43 0,30 0,46 0,22 ns ns 0,19 ns 0,21 A korrelációk legalább p < 0,05 szinten szignifikánsak

7 A Képességek és Nehézségek Kérdôív (SDQ-Magy) további vizsgálata nem-klinikai mintán... (F[10,274])=3,353, p<0,001) fôhatást mutatott. Ugyanakkor magasan szignifikáns értékelô kor interakciót (F[5,279]=3,815, p<0,001) és marginálisan szignifikáns értékelô nem interakciót (F[10,274]=1,815, p=0,058) is találtunk. Az egyváltozós elemzések szignifikáns nemi fôhatást mutattak a Viselkedési problémák (F[1,283]= 5,478, p=0,020, η 2 =0,019), a Hiperaktivitás (F[1,283]=7,925, p=0,005, η 2 =0,027) és a Proszociális (F[1,283]=49,885, p<0,001, η 2 =0,15) skálán. E problémaskálákon a fiúk magasabb átlagos pontszámot kaptak, míg a lányok átlagos Proszociális pontszáma volt nagyobb. Az értékelô nem interakció az Érzelmi problémák skálán (F[2,566]=4,946, p=0,007, η 2 =0,017), az értékelô életkor interakció pedig a Hiperaktivitás (F[2,566]=4,184, p=0,016, η 2 =0,015), a Kortárskapcsolati problémák (F[2,566]=7,826, p<0,001, η 2 =0,027), valamint a Proszociális skálán (F[2,566]=8,490, p<0,001, η 2 =0,029) volt szignifikáns. Ezeknek az interakciós hatásoknak a további feltárása végett MANOVA-kat, majd nem-parametrikus post-hoc teszteket végeztünk különkülön az egyes értékelôk skáláin. Sem a gyerekek saját, sem a szülôk skáláin végzett MANOVA nem mutatott szignifikáns életkori hatást (F[5,279]=1,460, p=0,203 és F[5,279]=1,807, p=0,112), ezzel szemben a tanári skálákon szignifikáns többváltozós hatás jelentkezett (F[5,279]=8,197, p<0,001). Az egyváltozós elemzések szerint a tanári értékelés életkorfüggô volt a Hiperaktivitás (F[1,283]=4,916, p=0,027, η 2 =0,017), a Kortárskapcsolati problémák (F[1,283]=15,866, p<0,001, η 2 =0,053), valamint a Proszociális (F[1,283]=21,638, p<0,001, η 2 =0,071) skálán. A tanárok az életkor elôrehaladtával magasabb Hiperaktivitás (rho=0,13, p=0,040) és Kortárskapcsolati probléma pontszámot (rho=0,24, p<0,001) adtak a gyermekeknek, míg a Proszociális skála esetében ez az együtt járás fordított irányú volt (rho=-0,24, p<0,001). Az Érzelmi tünetek skálán jelentkezô értékelô nem interakció további elemzéséhez Mann-Whitney próbákat végezve azt találtuk, hogy a lányok minden értékelô esetében magasabb átlagos pontszámot kaptak, mint a fiúk (gyermek z=-5,446, p<0,001; szülô z=-3,441, p=0,001; tanár z=-2,059, p=0,039). Ugyanakkor, a két nemben az értékelôk közti eltérést Friedman próbával külön-külön megvizsgálva kiderült, hogy míg a fiúk esetében nincs szignifikáns eltérés (χ²[2, N=110]=1,439, p=0,487), a lányoknál az Érzelmi tünet pontszámok eltérnek az értékelôk között (χ²[2, N=176]=7,476, p=0,024). Wilcoxon próba alkalmazásával az értékelôket páronként összehasonlítva azt találtuk, hogy a lányok saját maguknak több érzelmi tünetet tulajdonítottak mind a szülôkhöz (z=-3,029, p=0,002), mind a tanárokhoz képest (z=-2,535, p=0,011), míg ez utóbbiak hasonlóan ítélték meg a lányok érzelmi tüneteinek mértékét (z=- 0,040, p=0,968). Az összesített probléma pontszámok esetében az ismétléses ANOVA szignifikáns értékelô fôhatást (F[2,283]=3,739, p=0,024, η 2 =0,013), de ugyanakkor értékelô nem (F[2,283]=3,759; p=0,024, η 2 =0,013) és értékelô életkor (F[2,283]=3,458 p=0,032, η 2 =0,012) interakció hatást is mutatott. Az életkor és a nem fôhatások megközelítették, de nem érték el a szignifikáns szintet. Nem-parametrikus post-hoc Friedman-tesztek a két nemben szintén azt mutatták, hogy a fiúk esetében nincs szignifikáns eltérés az értékelôk között (χ²[2, N=110]= 0,235, p=0,889), viszont a lányokat az értékelôk eltérôen ítélik meg (χ²[2, N=176]=18,393, p<0,001). Wilcoxon próbák szerint a lányok átlagos összesített probléma pontszáma saját megítélésük szerint magasabb volt, mint szüleik (z=-4,299, p<0,001) vagy tanáraik (z=-3,876, p<0,001) szerint, akiknek megítélése szinte azonos (z=-0,307, p=0,759). Egyváltozós elemzések szerint a gyermekek saját, illetve szülôk általi értékelésében sem mutatkozott szignifikáns életkori hatás (F[1,283]=0,166, p=0,684 és F[1,283]=0,572, p=0,450), ezzel szemben a tanári összesített probléma pontszámok szignifikánsan összefüggtek az életkorral (F[1,283]= 8,478, p<0,005, η 2 =0,29), ôk az életkor elôrehaladtával valamelyest magasabb pontszámot adtak a gyerekeknek (rho=0,20, p=0,001). A demográfiai hatások vizsgálatakor a szülôk iskolai végzettségét három osztályba soroltuk (alacsony: nyolc általános és szakmunkásképzô, közepes: szakközépiskola és gimnázium, ma- 421

8 Eredeti közlemények 422 gas: fôiskola és egyetem), a családon belüli gyermekek száma alapján pedig kicsi (egy gyerek), közepes (két-három gyerek), és nagy (négy vagy több gyerek) család kategóriákat hoztunk létre, s a nem mellett ezeket használtuk csoportosító változóként a többváltozós variancia elemzésekben. Az SDQ skálák esetében a szülôk iskolai végzettsége nem mutatott szignifikáns fôhatást (F[10,490]=1,015, p=0,429), a család méretének is csak marginális hatása volt (F[10,490]=1,771, p=0,063), az értékelô iskolai végzettség (F[20,480]=1,204, p=0,245) és az értékelô családméret (F[20,480]=1,089, p=0,357) interakciók sem mutattak szignifikáns többváltozós hatást. Az összesített probléma pontszámmal kapcsolatos elemzések szintén nem mutattak szignifikáns összefüggést a demográfiai mutatókkal. Normál és klinikai esetek megoszlása Az SDQ kérdôív egyik hasznos tulajdonsága, hogy alkalmas a problémás esetek szûrésére. Saját mintánk skálapontszámainak gyakorisági megoszlását megvizsgálva javasolunk ilyen célra határértékeket. Nem-klinikai populációban általában kb. 10% esik a határeset, míg további 10% a rendellenes sávba. Egyes vizsgálatok (pl. 13, 24) a minta sajátosságai, valamint a hamis pozitív, illetve negatív esetek elkerülése végett ezen a megoszláson változtattak (85% normális, 15% határeset [7,5%] és rendellenes [7,5%] sáv). A jelen mintát nem-klinikai jellege miatt a 90. percentilisnél választottuk szét normál és rendellenes osztályra. Az SDQ skálapontszámok diszkrét és azonos értékei miatt ezek a határértékek nem pontosan hoznak létre 90% 10%-os megoszlást. A rendellenes sávot jelzô pontérték tartományok és százalékos megoszlások a 6. táblázatban olvashatóak. Megbeszélés A magyar Képességek és Nehézségek Kérdôív önkitöltôs, szülôi, illetve tanári változatát alkalmaztuk éves fiatalok körében, nem-klinikai mintában. Ezáltal kiterjesztettük korábbi magyar, nem-klinikai vizsgálatunkat (4) idôsebb életkorra, valamint az értékelôk közötti összehasonlításra. A kérdôív belsô konzisztencia mutatói a mérsékelttôl a megfelelôig terjedtek, értékelôként valamelyest eltérô értékekkel. Mintánkban a tanári értékelések a Viselkedési problémák skála kivételével minden esetben megfelelô belsô konzisztenciát mutatnak (ld. 3. táblázat), ahogyan az a normatív brit felmérésben is megmutatkozott (28). Az önkitöltôs és a szülôi változat azonban több skálán mutat az egyezményesen jó megbízhatóságot jelzô 0,7 alatti Cronbach-alfa értéket, elsôsorban a más vizsgálatokban is kevésbé konzisztensnek talált Viselkedési és Kortárskapcsolati problémák skáláin (pl. 7, 11, 15, 16, 24, 28). Az említett problémaskálák alacsonyabb megbízhatóságában szerepet játszhat az is, hogy legkevesebbet a szülôk látják gyermekeiket kortársaik közt, ami korlátozhatja gyermekük társas közeggel kapcsolatos megítélését. Az értékelôk közötti egyezés a belsô konzisztencia mellett szintén a kérdôív megbízhatóságának egyik mutatója lehet, de ugyanakkor rávilágíthat a gyermekek viselkedésének különbözô perspektívából való eltérô megítélésére is. Achenbach és mtsai (29) metaanalízise a különbözô értékelôktôl különbözô mérôeszközökkel 6. táblázat A klinikai tartomány pontértékei és százalékos megoszlása a jelen mintában az egyes értékelôk szerint Gyerek Tanár Szülô Összes probléma ,4% ,3% ,0% Érzelmi tünetek ,7% ,2% ,0% Viselkedési problémák ,7% ,3% ,3% Hiperaktivitás ,3% ,9% ,1% Kortárskapcsolati problémák ,0% ,2% ,9% Proszociális skála ,8% ,6% ,4%0

9 A Képességek és Nehézségek Kérdôív (SDQ-Magy) további vizsgálata nem-klinikai mintán... nyert viselkedési probléma adatokat vetette össze, és egyes problémaskálákon igen alacsony egyezést talált. Mintánkban az értékelôk közötti átlagos együtt járás szintén alacsony, bár kiemelkedik a gyermeki és szülôi értékelések közötti közepesen erôs együtt járás. Vizsgálatunk szerint az értékelôk közötti együtt járásokat a gyermekek neme lényegesen nem befolyásolta (ld. 5. táblázat). A tanári megítéléssel való alacsonyabb együtt járások inkább az eltérô perspektíva fontosságára, mint a kérdôív megbízhatóságával kapcsolatos problémára utalnak. Az 1 3. táblázatokat áttekintve jól látható, hogy a brit normatív adatokkal összevetve (30) közepes vagy nagy eltérést (Cohen d > 0,3) a gyermeki és szülôi értékelések csak a Proszociális skálán mutattak, ám a tanárok értékelése jelentôsen több nehézséget lát elsôsorban az érzelmi tünetek és a kortárskapcsolatok területén. Az internalizáló (Érzelmi tünetek) és externalizáló (Viselkedési problémák, Hiperaktivitás) skálák közötti együtt járás az önkitöltôs, a szülôi és a tanári verzió esetében is hasonlónak bizonyult a Goodman-féle (28) brit korrelációkhoz. Legalacsonyabb együtt járás az Érzelmi tünetek és a Viselkedési problémák között, legmagasabb pedig a magas komorbiditást mutató externalizáló skálák között mutatkozott (ld. 4. táblázat). A gyermekek életkorának és nemének hatását a különbözô értékelôk megítélésére összetett modellel vizsgáltuk. Eredményeink összhangban vannak több európai vizsgálattal (7, 14 16) és saját korábbi, hatéves gyermekekkel végzett vizsgálatunkkal is (4). Szignifikáns nemi különbségek jelentek meg olyan SDQ skálákon, amelyeken korábban mi és más kutatók is találtak nemek közötti eltérést: az értékelôk személyétôl függetlenül a fiúk magasabb átlagos pontszámot kaptak a Viselkedési problémák és a Hiperaktivitás skálán, a lányok pedig a Proszociális skálán. Minden értékelônél magasabb volt a lányok átlagos pontszáma az Érzelmi (internalizáló) tünetek skálán, de itt érdekes módon maguk a lányok szignifikánsan több érzelmi tünetrôl számoltak be, mint velük kapcsolatban akár a szülôk, akár a tanárok. Nem volt szignifikáns eltérés a nemek között a Kortárskapcsolati problémák skálán, és az összesített probléma pontszámokban sem. Ez utóbbi nyilvánvalóan abból adódik, hogy a különbözô problémaskálák pontszámainak összesítésekor a nemek közötti különbözô irányú eltérések kompenzálják egymást. Ugyanakkor az összesített pontszámban is jelentkezik az a hatás, hogy a lányok saját maguk több problémáról számolnak be, mint velük kapcsolatban a szülôk és a tanárok. A fenti eredmények beleilleszkednek abba a képbe, amely a többi európai vizsgálatból kirajzolódik és a problematikus fejlôdés szempontjából prototipikusnak tekinthetô mind a normál, mind a klinikai populációkban. A nemek közötti különbségek azonos irányúak, mint a brit, a holland, a német és a finn mintákban (30, 7, 14 16). Mintánkban a gyermekek életkora kizárólag a tanári megítélést befolyásolta, s azt sem minden skálán. A tanárok a Hiperaktivitást és a Kortárskapcsolati problémákat idôsebb korban súlyosabbnak ítélték, továbbá úgy találták, hogy az életkor elôrehaladtával a fiatalok kevesebb segítô, proszociális viselkedést tanúsítanak. Az összesített probléma pontszámok szintén valamelyest nôttek az életkorral. Ez az életkori hatás ellentétes azokkal az életkori hatásokkal, amelyeket néhány európai vizsgálatban találtak. Van Widenfelt és mtsai (16) például a tanári értékelésekben nem találtak életkori hatást, viszont a szülôi kérdôíveken az életkorral csökkentek az Érzelmi tünetek, a Hiperaktivitás, valamint az összesített probléma skálák pontszámai. Mindkét holland vizsgálatban (7, 16) több kortárskapcsolati problémáról számoltak be a fiatalabb életkori sávba tartozó (11 13, illetve 9 12 éves) holland gyerekek, mint 14 16, illetve éves társaik. Német szülôk a fiatalabb (7 10 éves) korosztályban számoltak be nagyobb Hiperaktivitásról és összesített probléma pontszámról, valamint kevesebb proszociális viselkedésrôl a évesekhez képest (14). Ugyanakkor, ezekben az átlagos pontszámokban talált életkori különbségek elhanyagolhatóan kicsik (néhány tized). Meggyôzôdésünk, hogy a kellôen nagy mintákban szignifikánsnak adódó kis különbségeknek nincs különösebben nagy szakmai jelentôsége, s véleményünk szerint az SDQ 423

10 Eredeti közlemények 424 megbízhatóan használható a teljes 4 16 éves korosztályban. A gyermekekkel és családokkal foglalkozó, több értékelôi forrást alkalmazó klinikai és nemklinikai vizsgálatokban rendre megjelennek a gyermekek viselkedésével, személyiségével kapcsolatos különbözô perspektívák egyeztetésének elônyei és hátrányai. Ahogyan említettük, bizonyos érzelmi és viselkedési problémák szituációtól függôen jelenhetnek meg, a gyermek életében eltérô szerepeket betöltô megfigyelôk, pedig szerepüknek megfelelôen eltérô viselkedéseket észlelhetnek. A többszörös megítélés a bizonyos esetekben rejtve maradó problémák felszínre kerülésének szempontjából elônyös lehet, valamint a megfigyelt gyermekkel kapcsolatos információ is megbízhatóbbá válik, ehhez azonban szükség van az értékelôk véleményének megfelelô integrációjára is (31). Mentálhigiéniai szakemberek szerint a figyelemzavaros hiperaktivitás terén a tanárok értékelése tekinthetô legmegbízhatóbbnak, viselkedési problémákkal kapcsolatban az anyákat érdemes kérdezni, internalizáló viselkedések és tünetek tekintetében pedig szintén az anyákat és magukat a fiatalokat lehet megbízható információforrásnak tekinteni (32). Eredményeink közül ebben a vonatkozásban kiemelendô a lányok által saját maguknak tulajdonított több érzelmi tünet, amit külsô értékelôk (szülôk, tanárok) kevésbé észleltek. Az anyák általában megbízhatóbbnak tartják magukat, mint más felnôtteket, ôket követik az apák és a tanárok, a gyerekek pedig csak kortársaikhoz képest számítanak pontos értékelônek (33). Ezen túlmenôen, az értékelôk eltérô nézetekkel rendelkezhetnek arról, hogy adott életkorban melyek a társadalmi elvárások, a fejlôdés és a nem szempontjából adekvát viselkedések (31). Egy szociális kompetenciát vizsgáló metaanalízis szerint a gyermek szülôi értékeléseknél általában erôsebb együtt járást mutatnak a szülô tanár, tanár kortárs, anya apa, azaz a külsô megítélôk értékelései. Megállapították azonban, hogy a gyermek szülô egyezés serdülôkorra alacsonyabb korrelációt mutatott, míg az egyre kiterjedtebb szociális háló, és a kevesebb otthon töltött idô miatt a gyermek kortárs, tanár kortárs egyezések váltak erôsebbé (34). A mi vizsgálatunkban azonban a gyermek szülô pár mutatott erôsebb együtt járást, ami egy irányba mutat a kérdôív önkitöltôs változat validálásának elsô eredményeivel (9). A Képességek és Nehézségek Kérdôív egyik fontos funkciója a problémás esetek gyors szûrése normál és klinikai populáción belül egyaránt. A kérdôív Kortárskapcsolati és Proszociális skálája az összes diagnózissal kapcsolatba hozható. Az Érzelmi tünetek skála a depresszióval, fóbiával, szorongással és kényszerbetegséggel, a Viselkedési problémák az oppozíciós és viselkedési zavarral, a Hiperaktivitás skála pedig az ADHD diagnózisával hozható összefüggésbe (8, 9, 28). A kérdôív képes a pszichés zavarok szempontjából alacsony és magas rizikójú gyerekek populációja között differenciálni: az SDQ pontszámok alapján a rendellenes (magas rizikó, 10%) övezetbe tartozó gyerekek esetében a pszichiátriai zavarok prevalenciája jelentôsen magasabb volt, mint a normál övezetben (alacsony rizikó, 90%; 28). A saját, a szülôi és a tanári értékelések tünet- és hatáspontszámai alapján igen magas arányban és érzékenységgel jósolta be a független pszichiátriai diagnózisokat nem-klinikai populáció esetében is (35). Közel háromszáz fôs nem-klinikai mintánkban a éves korosztály esetében is kimutattuk az ún. rendellenes sávot jelzô, 90. percentilisen túl esô pontértékeket, amelyek a magasabb magyar átlagpontszámokkal összhangban a brit normához viszonyítva magasabbak lettek. A magyar gyerekek tehát akkor esnek a rendellenes övezetbe, ha magasabb probléma pontszámokat mutatnak, mint a brit gyerekek (ld. 30). Az általunk javasoltak azonban egyelôre tájékoztató jellegû határértékek, amelyeknek klinikai mintával való összevetése szükséges ahhoz, hogy a lakossági mintában talált magasabb problémapontszámok és határértékek valódi jelentôségét felmérhessük. Klinikai csoporttal történô összehasonlítás megmutatná továbbá, hogy a nem-klinikai minták abnormális tartományába tartozó esetek milyen természetûek klinikai diagnózis szempontjából. Érdemes lenne a jövôben a Goodman-féle hatáspontszámok (ld. segítségével felmérni a nor-

11 A Képességek és Nehézségek Kérdôív (SDQ-Magy) további vizsgálata nem-klinikai mintán... matív populáción belül elôforduló problémák tartósságának, és környezeti megterhelô hatásának mértékét. Összefoglalva: kiterjesztettük a Képességek és Nehézségek Kérdôív elsô magyar nem-klinikai populációval szerzett tapasztalatait idôsebb életkorra, valamint saját (gyermeki) és tanári értékelésekre. Megerôsítettük azt a korábbi tapasztalatot, hogy a magyar kérdôív a nemzetközi vizsgálatokhoz hasonló pszichometriai tulajdonságokkal rendelkezik, és eredményeink a nemzetközi vizsgálatokéival általában konzisztensek. A javasolt jövôbeli célok megvalósításával a kérdôív a gyermekek pszichés és viselkedési problémáinak megbízható, gyors mérô- és szûrôeszközévé válhat a kutatásban és a klinikumban egyaránt. 425 Köszönetnyilvánítás Köszönettel tartozunk Kiss Barbara, Petrovics Ildikó, Pósch Krisztián, és Tóth Petra pszichológia szakos egyetemi hallgatóknak a kérdôíves adatok gyûjtéséért. Irodalom 1. FORD T, GOODMAN R, MELTZER H: The British Child and Adolescent Mental Health Survey 1999: the prevalence of DSM-IV disorders. J Am Acad Child Adol Psychiat 2003; 38: FERHULST FC, VAN DER ENDE J, FERDINAND RF, KASIUS M: The prevalence of DSM-III-R diagnoses in a national sample of Dutch adolescents. Arch Gen Psychiatry 1997; 54: McCONAUGHY S: Evaluating Behavioral and Emotional Disorders with the CBCL, TRF, and YSR Cross-Informant Scales. J Emot Behav Disord 1993; 1: BIRKÁS E, LAKATOS K, TÓTH I, GERVAI J: Gyermekkori viselkedési problémák felismerésének lehetõségei rövid kérdõívekkel: A Strengths and Difficulties Questionnaire magyar változata. Psychiatr Hung 2008; 23: ELANDER J, RUTTER M: Use and development of the Rutter Parents and Teachers Scales. Int J Methods Psychiatr Res 1996; 6: ACHENBACH TM: Manual for the Child Behavior Checklist/ 4 18 and 1991 Profile. Bd: Burlington, VT: University of Vermont, Department of Psychiatry, MURIS P, MEESTERS C, VAN DEN BERG F: The Strengths and Difficulties Questionnaire (SDQ): Further evidence for its reliability and validity in a community sample of Dutch children and adolescents. Eur Child Adolesc Psychiatry 2003; 12: GOODMAN R: The Strengths and Difficulties Questionnaire: A Research Note. J Child Psychol Psychiatry 1997; 38: GOODMAN R, MELTZER H, BAILEY V: The Strengths and Difficulties Questionnaire: A pilot study on the validity of the self-report version. Eur Child Adolesc Psychiatry 1998; 7: GOODMAN R, SCOTT S: Comparing the Strengths and Difficulties Questionnaire and the Child Behavior Checklist: Is small beautiful? J Abnorm Child Psychol 1999; 27: SMEDJE H, BROMAN JE, HETTA J, VON KNORRING AL: Psychometric properties of a Swedish version of the Strengths and Difficulties Questionnaire. Eur Child Adolesc Psychiatry 1999; 8: KLASEN H, WOERNER W, WOLKE D, MEYER R, OVERMEYER S, KASCHNITZ W, ÉS MTSAI: Comparing the German versions of the Strengths and Difficulties Questionnaire (SDQ-Deu) and the Child Behavior Checklist. Eur Child Adolesc Psychiatry 2000; 9: WOERNER W, BECKER A, ROTHENBERGER A: Normative data and scale properties of the German parent SDQ. Eur Child Adolesc Psychiatry (Suppl 2) 2004; 13: ROTHENBERGER A, BECKER A, ERHART M, WILLE N, RAVENS-SIEBER U: Psychometric properties of the patent strengths and difficulties questionnaire in the general population of German children and adolescents: results of the BELLA study. Eur Child Adolesc Psychiatry 2008; 17: KOSKELAINEN M, SOURANDER A, KALJONEN A: The Strengths and Difficulties Questionnaire among Finnish school-aged children and adolescents. Eur Child Adolesc Psychiatry 2001; 9: VAN WIDENFELT BM, GOEDHART AW, TREFFERS PDA, GOODMAN R: Dutch version of the Strengths and Difficulties Questionnaire (SDQ). Eur Child Adolesc Psychiatry 2003; 12: OBEL C, HEIERVANG E, RODRIGUEZ A, HEYERDAHL S, SMEDJE H, SOURANDER A, ÉS MTSAI: The Strengths and Difficulties Questionnaire in the Nordic countries. Eur Child Adolesc Psychiatry, 2004; 2: SHOJAEI T, WAZANA A, PITROU I, KOVESS V: The strengths and difficulties questionnaire: validation study in French school-aged children and cross-cultural comparisons. Soc Psychiatry Psychiatr Epidemiol 2009; 44: JANSSENS A, DEBOUTTE D: Screening for psychopathology in child welfare: the Strengths and Difficulties Questionnaire (SDQ) compared with the Achenbach System of Empirically Based Assessment (ASEBA). Eur Child Adolesc Psychiatry 2009; 18: MARZOCCHI MG, CAPRON C, DI PIETRO M, TAULERIA ED, DUYME M, FRIGERIO A, ÉS MTSAI: The use of the Strengths and Difficulties Questionnaire (SDQ) in Southern European countries. Eur Child Adolesc Psychiatry (Suppl 2) 2004; 13: HAWES D, HAWES DJ, DADDS MR: Australian data and psychometric properties of the Strengths and Difficulties Questionnaire. Aust N Z J Psychiatry 2004; 38, BOURDON KH, GOODMAN R, RAE DS, SIMPSON G, KORETZ DS: The Strengths and Difficulties Questionnaire: U.S. Normative Data and Psychometric Properties. J Am Acad Child Adol Psychiat 2005; 44: WOERNER W, FLEITLICH-BILYK B, MARTINUSSEN R, FLETCHER J, CUCCHIARO G, ÉS MTSAI: The Strengths and Difficulties Questionnaire overseas: Evaluations and applications of the SDQ beyond Europe. Eur Child Adolesc Psychiatry, 2004; 2: DU Y, KOU J, COGHILL D: The validity, reliability, and normative scores of the parent, teacher and self report versions of the Strengths and Difficulties Questionnaire in China. Child and Adolescent Psychiatry and Mental Health 2008; 2. DOI: /

12 Eredeti közlemények MATSUISHI T., NAGANO M., ARAKI Y., TANAKA Y., IWASAKI M., YAMASHITA Y, ÉS MTSAI: Scale properties of the Japanese version of the Strengths and Difficulties Questionnaire (SDQ): A study of infant and school children in community sample. Brain Dev 2008; 30: IIZUKA C, YAMASHITA Y, NAGAMITSU S, YAMASHITA T, ARAKI Y, OHYA T, ÉS MTSAI: Comparison of the strengths and difficulties questionnaire (SDQ) scores between children with high-functioning autism spectrum disorder (HFASD) and attentiondeficit/hyperactivity disorder (AD/HD). Brain Dev 2009; 32: MURIS P, MAAS A: Strengths and difficulties as correlates of attachment style in institutionalized and non-institutionalized children with below-average intellectual abilities. Child Psychiatry Hum Dev 2004; 34: GOODMAN R: Psychometric Properties of the Strenghts and Difficulties Questionnaire. J Am Acad Child Adol Psychiat 2001; 40: ACHENBACH TM, Mc CONAUGHY SH, HOWELL CT: Child/adolescent behavioural and emotional problems: implications of cross-informant correlations for situational specificity. Psychol Bull 1987; 101: A brit normatív adatok megtekinthetõk a címen. Elérés: szeptember RENK K: Cross-Informant Ratings of the Behavior of Children and Adolescents: The Gold Standard. Journal of Child and Family Studies 2005; 14: LOEBER R, GREEN SM, LAHEY BB: Mental health professionals perceptions of the utility of children, mothers, and teachers as informants on childhood psychopathology. J Clin Child Psychol 1990; 19: PHARES V: Accuracy of informants: Do parents think that mother knows best? J Abnorm Child Psychol 1997; 25: RENK K, PHARES V: Cross-informant ratings of social competence in children and adolescents. Clin Psychol Rev 2004; 24: GOODMAN R, FORD T, SIMMONS H, GATWARD R, MELTZER H: Using the Strengths and Difficulties Questionnaire (SDQ) to screen for child psychiatric disorders in a community sample. Br J Psychiatry 2000; 177: GERVAI JUDIT 1394 Budapest, Pf gervju@mtapi.hu