7.7.6. A z OCST skáláival végzett magyar érvényességvizsgálatok

Az eddigiekben meggyőződhettünk arról, hogy az OCST magyar változatának szerkezeti stabilitása és a változók belső összefüggésrendszere többé-kevésbé jól leképezi az amerikai változatot. Egy végleges tesztváltozat elkészítéséhez természetesen még ezen a téren is előre kell lépni. Az ezzel kapcsolatos legfontosabb tennivaló a pszichometriai szempontból gyengének bizonyuló teszttételek fordításának felülvizsgálata, illetve ezek lecserélése olyan tételekre, amelyek a magyar kultúrkörben tartalmilag hitelesebben képviselik Olson Circumplex Modelljének alapfeltevéseit, a két fődimenzió természetes tagolódását egy középső, a kiegyensúlyozott családműködést képviselő övezetre, valamint az ezen kívül eső alsó és felső tartományra, melyek a diszfunkcionális működés jelzői.

A jelen alfejezetben tartalmi megerősítéseket szeretnénk kapni arról, hogy az OCST alapskálái és származtatott mutatói olyasmit mérnek, amit Olson feltételezett. A vizsgálatunkba bevont változók szűk köre nem teszi lehetővé, hogy megfelelő kritérium-változókkal skáláról skálára, mutatóról mutatóra leellenőrizzük a változó feltételezett jelentéstartalmát. Ugyanakkor mintánk sajátos összetétele módot ad arra, hogy a konkurens validitásvizsgálat részeként e tesztváltozók viselkedésére vonatkozóan modellbeli szerepükkel összefüggő hipotéziseket megfogalmazzunk, azokat statisztikai módszerekkel leteszteljünk és ezáltal a skálák érvényességét érintő megállapításokat tegyünk.

Tekintettel arra, hogy vizsgálati mintánk személyeinek jelentős része problémás családot képvisel, az első és legfontosabb megvizsgálható érvényességi kérdés az OCST tesztváltozókkal kapcsolatban az, hogy képesek-e diszkriminálni a problémás és a nem problémás családok között. Ha Olson modellje érvényes és az OCST mutatói azt mérik, amit Olson és munkatársai velük kapcsolatban megfogalmaztak (vö. Gorall és mtsai, 2006; Olson és Gorall, 2006), akkor a problémás családok mintájában a diszfunkcionális működést jelző kiegyensúlyozatlan skálák (Széteső, Egybefonódott, Merev és Kaotikus) szintjének érezhetően magasabbnak, az összes többi tesztváltozó (Összetartó, Rugalmas, Kohézióarány, Flexibilitásarány, Összarány, CSES, CSKS) szintjének pedig érezhetően alacsonyabbnak kell lennie, mint a nem problémás családok mintájában. A jelen alfejezet legfőbb célja ennek a hipotézisnek a tesztelése. Ennek a feladatnak a statisztikailag korrekt végrehajtását azonban kissé megnehezíti az alábbi három körülmény.

1. A vizsgálatba bevont összesen 479 személy nem tekinthető statisztikailag sem egyetlen független, sem két összetartozó mintának. Ugyanis a 479 személy 265 gyerekes családot képvisel, s a családok közül bár az esetek többségében kettő - mindkét - szülő részt vett a vizsgálatban, számos esetben (csonka családok esetén szükségszerűen) csak egy szülőtől álltak rendelkezésre adatok. Emiatt a fentebb megfogalmazott hipotézisünket nem lehet olyan módon megvizsgálni, hogy egyszerűen kétmintás t-próbával hasonlítjuk össze a problémás és a nem problémás családokat képviselő szülők skálaátlagait egymással.

2. Valójában nem is egyéneket, hanem családokat szeretnénk összehasonlítani, hiszen ezek képezik a vizsgálat valódi független megfigyelési egységeit. Emiatt a családokat az esetek többségében képviselő két szülő adatait családonként vagy egyetlen adatsorrá kell átalakítani (pl. a két szülő adatainak változónkénti átlagolásával), vagy az adatállomány szerkezetét kell úgy átalakítani, hogy egy adatrekord egyetlen családot képviseljen, melyen belül jól megkülönböztethető az apa és az anya adatsora (csonka család esetén az apa vagy az anya adatait értelemszerűen hiányzó adatként kezelve). Alant ismertetendő statisztikai elemzéseinkben mi mindkét megoldást alkalmaztuk.

3. A problémás és a nem problémás családokat azért sem lehet olyan egyszerűen összehasonlítani, mert a két minta több fontos jellemző tekintetében számottevően eltér egymástól, még ha ezek egy része a család problémás voltával van is összefüggésben. A problémás családokban több a 33 évesnél fiatalabb szülő, a budapesti lakos, az 1 gyermekes, az alacsonyabb jövedelmű és az alsófokú végzettségű, egyben érezhetően kevesebb a falusi, a magas jövedelmű és a felsőfokú végzettségű (vö. 7.7.1. alpont). Emiatt ha a szignifikáns különbségeket a két csoport átlagainak egyszerű összehasonlítása esetén, nem tudhatjuk, hogy az a problémás - nem problémás jellegből fakad, vagy pedig a fentebb felsorolt egyéb eltéréseknek köszönhető.

E probléma kezelésére most is két lehetőség kínálkozott. Az egyik a két minta összehasonlítása olyan variancia-kovarianciaanalízis (VKA) modellel, melynek során kiszűrjük a fentebbi moderátor változók lineáris hatását. A másik megoldás: a moderátor változók csoportosító szempontváltozóként való bevonása a varianciaanalízis (VA) modelljébe. Sajnos egyik megoldás sem tökéletes. Az első azért, mert a moderátor változók többsége (pl. a lakhely, a jövedelemszint és az iskolai végzettség) nem tekinthető valódi kvantitatív változónak (ezekre csak az ordinalitás kritériuma teljesül), de ha a kvantitativitás teljesül is ugyan (pl. a gyerekek száma vagy a férj és a feleség életkora esetében), azt semmi nem garantálja, hogy ezek a moderátor változók a VKA-ba belépve csak szimpla lineáris hatást gyakorolnak a függő változókra. A második megoldással az a nehézség lép fel, hogy osztja a mintát és ezáltal csökkennek a szempontkombinációkhoz tartozó mintaelemszámok. Emiatt egynél több moderátor változót nem is lehetett külön szempontváltozóként bevonni az elemzésekbe, ami lehetetlenné tette, hogy esetlegesen fellépő speciális nem additív kombinált hatásaikat (a VA, illetve VKA interakcióit) feltárhassuk. Ezt sikerrel csak sokkal nagyobb minta segítségével lehetett volna megtenni.

Mindezen adottságokat alapul véve és megfontolva az érvényességvizsgálatra három fő statisztikai elemzéstípust választottunk.

1. A problémás (n = 116) és a nem problémás (n = 149) minta átlagának összehasonlítása az összes OCST-mutató szerint egyszempontos VKA-val. Az elemzésekbe kovariánsként bevont változók a következők voltak: lakhely, gyerekek száma, továbbá a szülők jövedelemszintjének, iskolázottsági szintjének és életkorának az átlaga. A függő változó a fentebb felsorolt 11 skála és mutató volt. Eredményül azt kaptuk, hogy egyetlen egy változó esetében sem volt szignifikáns különbség a problémás és a nem problémás minta átlaga között . Egy kis statisztikai kontrollként még kiszámítottuk a 11 mutató és a problémásság (0 = nem problémás, 1 = szituatív problémák, 2 = problémás) közti parciális korrelációkat is, kiszűrve a fentebb kovariáns változóként felsorolt változók lineáris hatását. Itt sem kaptunk egyetlen egy legalább 5%-os szinten szignifikáns eredményt. Ezek a parciális korrelációk minden esetben -0,13 és 0,13 közé estek, vagyis ennek alapján úgy tűnik, hogy az OCST tesztváltozói nincsenek szoros összefüggésben a család funkcionalitásának a Circumplex Modell által meghatározott szintjeivel.

2. Kétszempontos vegyes VKA, melyben a független mintás - csoportosító - szempont a problémáság (problémás versus nem problémás) volt, az összetartozó mintás - ismétléses - szempont pedig a nem (férj versus feleség). A kovariánsként kiszűrt változók ez esetben a következők voltak: lakhely, gyerekek száma, a szülők jövedelemszintjének és iskolázottsági szintjének az átlaga, valamint az apa és az anya életkora. Ez esetben az elemzésbe csak azokat a családokat tudtuk bevonni, akik esetében mindét szülő részt vett a vizsgálatban. Ezek száma 214 volt (86 problémás és 128 nem problémás).

Ez az elemzés a férj és a feleség közti esetleges különbségek feltárását, valamint a problémásság és a nem közötti interakciós hatások feltárását is lehetővé teszi. Az eredmény sajnos itt is abszolút negatív volt. Sem a problémásság, sem a nem, sem a két szempont interakciója nem volt szignifikáns hatású egyetlen mutató esetében sem.

3. Úgy tűnik, hogy ha a problémásság van egyáltalán valamilyen összefüggésben az OCST-mutatók szintjével, az csak részleges lehet, olyan, ami a moderátor változók egy-egy speciális szintjén jelentkezik csupán. Ezeket ugyanolyan VKA elemzésekkel próbáltuk meg felderíteni, mint amelyeket a fenti 1. és 2. pontban leírtunk, csak a moderátor változókat egy-egy újabb szempontként beépítettük a VKA-ba. A VKA erejének növelése céljából a kovariáns változók közül mindig csak azokat tartottuk meg a modellben, amelyek hatása szignifikáns volt.

Ezzel az elemzéstípussal már szép számú szignifikáns eredményt kaptunk, amelyeket az alábbiakban ismertetünk.

7.7.6.1. A CSES-re és CSKS-re vonatkozó eredmények

Egynél több gyerek esetén a nem problémás családokban általában nagyobb a családdal való elégedettség, mint a problémás családokban. Ugyanez egygyerekesek esetén nem igaz (lásd 7.5. ábra). Ez a hatás statisztikailag legegyértelműbben egy olyan kétszempontos független mintás VKA-ban jött ki, amelyben a két szempont a problémásság (problémás versus nem problémás csoport) és a gyerekek száma (1, 2, 3 vagy több) volt, a kovariáns változó a szülők életkori átlaga, a függő változó pedig a szülők CSES-átlaga. Ez esetben a problémás és a nem problémás minta között határozottan szignifikáns különbséget kaptunk (F(2; 258) = 6,23, p = 0,013), s a gyerekek száma és a problémásság közti interakció is a tendenciaszint közelében volt (F(2; 258) = 2,26, p = 0,107).

7.5. ábra. CSES függése a problémásságtól és a gyerekek számától

7.6. ábra. CSES függése a problémásságtól és a jövedelemszinttől

Hasonló összefüggést kaptunk a jövedelemszinttel kapcsolatban is (lásd 7.6. ábra). Ezt a hatást támasztja alá például egy olyan kétszempontos független mintás VKA, melyben a két szempont a problémásság és a jövedelemszint (alacsony, átlagos vagy magas), a kovariáns változó a szülők életkori átlaga, a függő változó pedig a szülők CSES-átlaga. Ez esetben a problémás és a nem problémás minta között megint határozottan szignifikáns különbséget kaptunk (F(2; 258) = 6,11, p = 0,014), bár a jövedelemszint és a problémásság közti interakció most nem szignifikáns (F(2; 258) = 0,78, p = 0,46). Ha ugyanezt az elemzést olyan változatban végezzük el, hogy a szituatív csoportot elkülönítjük a nem problémás csoporttól, akkor a problémás csoporthatás megmarad, a nem problémás csoport egyértelmű fölényével (F(2; 255) = 4,00, p = 0,020; vö. 7.7. ábra).

A szituatív csoport CSES-átlaga a család átlagos és magas jövedelemszintje esetén pont a problémás és a nem problémás csoport átlaga közé kerül, ami az elvárásoknak pontosan megfelel. Alacsony jövedelemszint esetén a szituatív és a problémás csoport nem különül el határozottan egymástól (lásd 7.7. ábra). Egyébként ugyanezt az eredményt kapjuk akkor is, ha a jövedelemszint helyett a gyerekek számát vonjuk be a problémásság mellé második csoportosító szempontnak a VKA-ba: egygyerekesek között a szituatív csoport nem különül el élesen a problémástól, kettő és kettőnél több gyerek esetén viszont egyértelműen a problémás és a nem problémás között helyezkedik el.

7.7. ábra. CSES függése a problémásságtól és a jövedelemszinttől

A családon belüli kommunikáció színvonala (CSKS) a gyerekek számával a nem problémás családokban pozitív, a problémás családokban pedig negatív kapcsolatban van (lásd 7.8. ábra). Ezt az eltérő viselkedést támasztja alá statisztikailag egy olyan kétszempontos független mintás VKA, amelyben a két szempont a problémásság és a gyerekek száma, a kovariáns változó a szülők életkori átlaga, a függő változó pedig a szülők CSKS-átlaga. Ez esetben a gyerekek száma és a problémásság közti interakció erősen szignifikáns (F(2; 258) = 4,74, p = 0,009).

7.8. ábra. CSKS függése a problémásságtól és a gyerekek számától

7.9. ábra. CSKS függése a problémásságtól és a gyerekek számától

Az ellentétes irányú kapcsolatot támasztja alá az is, hogy a gyerekek száma és a CSKS közti Spearman-féle parciális rangkorrelációs együttható ellenkező előjelű és szignifikánsan különbözik egymástól. E két változó kapcsolatából a lakhely, jövedelemátlag, szülők iskolázottsági szintjének és életkorának átlaga változók lineáris hatását szűrtük ki, mely után a Spearman-féle rangkorreláció a problémás csoportban -0,15, a nem problémás csoportban pedig 0,14 volt (a különbség a Fisher-féle Z-transzformációval p < 0,05 szinten szignifikáns: z = 2,26, p = 0,024).

Ezen eredménynek köszönhetően a két- vagy többgyerekes családokra szorítkozva a problémás családon belüli kommunikáció (CSKM) érezhetően alacsonyabb szintű, mint a nem problémás családokban. Ez egybevág Olson elképzelésével. Ugyanakkor ennek az összefüggésnek éppen az ellenkezője igaz az egygyerekes családok esetében (vö. 7.8. és 7.9. ábra), amit nehezen tudunk megmagyarázni.

7.7.6.2. A Kohézió fődimenzió skáláira vonatkozó eredmények

A Kohézió dimenzió középső, kiegyensúlyozott övezetének mérőszáma az Összetartó skála. Ha a problémás csoportot kétszempontos VKA-val úgy hasonlítjuk össze, hogy a problémásság mellett második független mintás szempontként a jövedelemszintet vonjuk be az elemzésbe és a moderátor változók közül csak az egyetlen szignifikáns hatású "Szülők életkori átlaga" változót szerepeltetjük kovariánsként, akkor a problémás és a nem problémás csoport között szignifikáns különbséget kapunk (F(1; 258) = 4,20, p = 0,041). A szülők Összetartó-skálára vonatkozó korrigált átlagát a két csoportra a 7.10. ábra mutatja be a jövedelemszint szerinti bontásban. Bár az eredmény éppen csak szignifikáns, megfelel az Olson-modell szerinti elvárásoknak.

7.10. ábra. A szülők Összetartó-átlagának függése a problémásságtól és jövedelemszinttől

A Kohézió dimenzió alsó kiegyensúlyozatlan övezetének mérőszáma a Széteső skála. Ha a problémás csoportot kétszempontos VKA-val úgy hasonlítjuk össze, hogy a problémásság mellett második független mintás szempontként a gyerekek számát vonjuk be az elemzésbe és a moderátor változók közül csak az egyetlen szignifikáns hatású "Szülők életkori átlaga" változót szerepeltetjük kovariánsként, akkor a problémásság és a gyerekek száma érdekes kölcsönhatását tapasztalhatjuk (az interakciós hatás statisztikája: F(2; 258) = 3,70, p = 0,026). A szülők Széteső-skálára vonatkozó korrigált átlagait a két csoportra a 7.11. ábra mutatja be a gyerekek száma szerinti bontásban. Azt kell megállapítanunk, hogy egygyerekes problémás családok alacsonyabb Széteső-szintje ellentétes az Olson-modell szerinti elvárásokkal.

7.11. ábra. A szülők Széteső-átlagának függése a problémásságtól és a gyerekek számától

A Kohézió dimenzió felső kiegyensúlyozatlan övezetének mérőszámával, az Egybefonódott skálával kapcsolatban nem kaptunk szignifikáns eredményt.

7.7.6.3. A Flexibilitás fődimenzió skáláira vonatkozó eredmények

A Flexibilitás dimenzió középső, kiegyensúlyozott övezetének mérőszáma a Rugalmas skála. Ha a problémás csoportot kétszempontos VKA-val úgy hasonlítjuk össze, hogy a problémásság mellett második független mintás szempontként a jövedelemszintet vonjuk be az elemzésbe és a moderátor változók közül csak az egyetlen szignifikáns hatású "Szülők életkori átlaga" változót szerepeltetjük kovariánsként, akkor a problémás és a nem problémás csoport között közel szignifikáns különbséget kapunk (F(1; 258) = 3,75, p = 0,054). A szülők Rugalmas-skálára vonatkozó korrigált átlagát a két csoportra a 7.12. ábra mutatja be a jövedelemszint szerinti bontásban.

7.12. ábra. A szülők Rugalmas-átlagának függése a problémásságtól és jövedelemszinttől

7.13. ábra. A szülők Rugalmas-átlagának függése a problémásságtól és gyerekek számától

Bár a 7.12. ábráról leolvasható eredmény megfelel az Olson-modell szerinti elvárásoknak, a várt eltérés szakmailag csak magas jövedelemszint mellett tekinthető jelentősnek. Megjegyezzük, hogy ha a problémásság szempontját a gyerekek számával együtt vizsgáljuk a kétszempontos VKA-ban a szülők korátlagának, mint kovariáns változónak az alkalmazásával, akkor már egyértelműen szignifikáns különbséget kapunk a két csoport között (F(1; 258) = 4,49, p = 0,035), amely minden gyerekszám mellett érvényesül (lásd 7.13. ábra).

Bár a Merev skálával végzett elemzések nem vezettek szignifikáns eredményekre, a Kaotikus skálával kapcsolatban igen erős és jellegzetes összefüggést kapunk (lásd 7.14. ábra). Ennek lényege az, hogy a szülők átlagos Kaotikus-szintje a problémás csoportban a gyerekek számával egyértelmű pozitív viszonyt mutat (Spearman-r = 0,26, p < 0,01), míg a nem problémás csoportban az összefüggés negatív (Spearman-r = -0,18, p < 0,05). Az eltérés a két korreláció között magasan szignifikáns (Fisher-féle Z-transzformációval z = 3,56, p < 0,001).

7.14. ábra. A szülők Kaotikus-átlagának függése a problémásságtól és a gyerekek számától

Ezt az ellentétes irányú összefüggést a VKA is megerősíti (független mintás szempontok: problémásság és gyerekek száma, kovariáns: szülők korátlaga, függő változó: szülők Kaotikus-átlaga), melyben a problémásság és a gyerekek száma közti interakciós hatás erősen szignifikáns (F(2; 258) = 7,03, p = 0,001). Ha ugyanebben az elemzésben a szituatív csoportot elkülönítjük a nem problémás csoporttól, akkor az interakció szignifikanciája megmarad (F(2; 258) = 3,66, p = 0,006), s a szituatív csoport pontosan a problémás és a nem problémás csoport között helyezkedik el (lásd 7.15. ábra). Ez az eredmény Olson modelljével összhangban azt jelenti, hogy nem problémás családokban a gyerekek számának növekedése szükségszerűen együtt jár egy magasabb szintű szervezettséggel, mely kizárja a kaotikus állapotok felléptét. Nem problémás családokban azonban a gyerekek számának növekedését nem kíséri a szervezettség javulása, a megnövekedett teher észszerű és igazságos megosztása a család tagjai között, a megfelelő szerepek hozzárendelése a megváltozott viszonyokhoz. Az eredmény nem is lehet más, mint a rendezetlenség, a káosz növekedése.

7.15. ábra. A szülők Kaotikus-átlagának függése a problémásságtól és a gyerekek számától

7.7.6.4. A kiegyensúlyozottság aránymutatóira vonatkozó eredmények

E mutatók közé a Kohézióarány , a Flexibilitásarány és az Összarány tartozik. Ezekkel a változókkal kapcsolatban a statisztikai elemzések nem vezettek megbízható és értelmezhető szignifikáns eredményekre a problémás és a nem problémás minta összehasonlítása tekintetében.

Viszont mindhárom mutató egyértelmű kapcsolatban volt a lakhellyel, mely szerint a falusi családokban a kiegyensúlyozottság szintje mindkét fődimenzió tekintetében nagyobb, mint a fővárosi családokban (lásd 7.16 és 7.17. ábra). Ezt a hatást olyan egyszempontos független mintás VKA elemzések erősítik meg, melyben a független mintás szempont a lakhely, a kovariáns változó a szülők életkori átlaga, a függő változó pedig a vizsgált aránymutató (a Kohézióarány esetében F(2; 261) = 3,89, p = 0,022, a Flexibilitásarány esetében pedig F(2; 261) = 3,19, p = 0,043). Mindezen eredmények annak köszönhetők, hogy a falusi családok esetében a Rugalmas skála átlaga szignifikánsan nagyobb (p = 0,036), a Széteső (p = 0,046), az Egybefonódott (p < 0,001) és a Kaotikus (p = 0,003) skála átlaga pedig szignifikánsan alacsonyabb, mint a fővárosiaké.

Minthogy az Összarány mutató mindezen skálákból építkezik, esetében az eredmény még a másik két aránymutatóénál is határozottan markánsabb lett (F(2; 261) = 6,87, p = 0,001). Mint ahogy a 7.18. ábráról megállapítható, ez esetben a kisvárosból származó családok átlaga éppen a fővárosiak és a falusiak átlaga közé esett.

7.16. ábra. A szülők Kohézióarány-átlagának a függése a lakhely típusától

7.17. ábra. A szülők Flexibilitásarány-átlagának a függése a lakhely típusától

7.18. ábra. A szülők Összarány-átlagának a függése a lakhely típusától

Végezetül megjegyezzük, hogy a fenti eredményekkel összhangban a falusi minta családjai a családdal való elégedettség (CSES) és a családi kommunikáció (CSKS) tekintetében is szignifikánsan magasabb szintet értek el, mint a fővárosiak (CSES: F(2, 261) = 3,97, p = 0,020; CSKS: F(2, 261) = 3,61, p = 0,028). Mindezek arra utalhatnak, hogy falusi populációban a családok hagyományőrzőbbek és kiegyensúlyozottabb működésűek, ami a családtagok családjukhoz való pozitívabb hozzáállásukban is tükröződik.

7.7.7. Záró megjegyzések az OCST-vel végzett magyar empirikus vizsgálathoz

Elöljáróban le kell szögeznünk, hogy a statisztikai elemzések igen sok érdekes és az esetek többségében szakmailag is értelmezhető összefüggést tártak fel, illetve világítottak meg. Ez a tény már önmagában is igazolja az OCST magyar fordításának sikerességét. E téren konkrét tanulságokkal a skálák belső konzisztenciájának vizsgálatával, illetve itemanalízisével, továbbá a teszttételek különböző csoportjainak faktoranalízisével kapcsolatos eredmények szolgálhatnak (vö. 7.6.2. alpont). Mindezek röviden a következőképpen foglalhatók össze.

1. A teszt skálái többségükben igen jó belső konzisztenciájúak, vagyis megfelelő szerkezeti validitásúak, és a teszttételek, valamint a tesztskálák korrelációs viszonylatai jól megfelelnek az amerikai 4. tesztváltozat (FACES IV, magyarul OCST-4) hasonló jellemzőinek (vö. Gorall és mtsai, 2006).

2. Mindazonáltal a teszttételek fordítását esetenként a jó belső konzisztenciájú skálák esetében is át kell gondolni, le kell ellenőrizni, nem csupán a megfelelő angol tétellel való nyelvi összevetés formájában, hanem az érintett skála tartalmi jellege tekintetében is. Ennek keretében célszerű lenne a vizsgálatunkban az igen szoros (0,70-es) korrelációs kapcsolatban lévő Összetartó és a Rugalmas skálát valamelyest jobban megkülönböztetni egymástól, amit tételeik kritikusabb kiválasztásával érhetünk el..

3. Az Egybefonódott skála igen alapos revízióra szorul. Jól meg kell fontolni, hogy a magyar populációban melyek a Kohézió fődimenziónak azok az összetevői, amelyek magyar környezetben is a családműködés egyértelmű diszfunkcionalitásának jelzői.

4. A problémás és a nem problémás csoportok összehasonlítása során az egyes tesztváltozók nem bizonyultak az Olson-féle Circumplex Modell átható erejű támogatóinak. Kaptunk ugyan a modell érvényességét megerősítő eredményeket, de azok vagy igen mérsékeltek voltak, vagy csak bizonyos feltételek (pl. magas jövedelmi viszonyok, vagy egynél több gyerek stb.) mellett teljesültek. Mindezek arra hívják fel a figyelmet, hogy egy család funkcionalitásáról, struktúrájának és működésének adekvátságáról csak a körülmények és adottságok (lakhely, család összetétele, gyerekek száma, jövedelmi viszonyok, a szülők életkora és iskolázottsága stb.) igen alapos mérlegelésével lehet véleményt formálni.

5. A településtípus igen erős hatása az OCST tesztváltozóira arra hívja fel a figyelmet, hogy a normálisnak, mértékadónak, etalonnak tekinthető családműködés a feltételezettnél nagyobb mértékben függ a helyi kultúrától, illetve annak az egyéni kapcsolatokra és a családra vonatkozó elvárásrendszerétől. Ez a megállapítás természetszerűleg nagyobb régiókhoz, nemzetekhez, országokhoz, földrészekhez, illetve vallásokhoz kötődő kultúrák vonatkozásában is érvényes.