Co-herkauwingsbuffers het verband tussen sociale angst en depressieve symptomen in de vroege adolescentie
Monster
deelnemers waren adolescenten van ongeveer 13-15 jaar uit een middelgrote stad in Zweden (met een bevolking van ongeveer 135.000), die deelnamen aan een longitudinale studie met drie golven. De gegevensverzamelingen vonden plaats op school en online met ongeveer 8 maanden tussen elk tijdstip. De eerste gegevensverzameling vond plaats in September 2010 (tijdstip 1), gevolgd door de tweede meting in Mei 2011 (tijdstip 2) en een definitieve meting in januari 2012 (tijdstip 3). We rekruteerden in eerste instantie 423 adolescenten (205 meisjes; M leeftijd = 14,05) bestaande uit 7e–9e klassers van een school. De deelnemers waren gelijkmatig verdeeld over drie klaslokalen per klas. Ongeveer 12,1% van alle deelnemers waren eerste generatie immigranten bij het begin van de studie, wat iets lager was dan 14,7% in het hele land, volgens officiële rapporten . Het werkloosheidspercentage (6%) en het percentage eenoudergezinnen in de gemeenschap (5,1%) waren vergelijkbaar met de rest van het land . Het gemiddelde inkomen lag ongeveer 5% lager in vergelijking met de rest van Zweden .
de eerste deelnemers werd op hun beurt gevraagd om drie nauwe online (niet real-life of offline) vrienden uit te nodigen met wie zij regelmatig contact hadden om aan het onderzoek deel te nemen. De online vrienden werden gedefinieerd als iemand de adolescenten hadden regelmatig in plaats van occasionele interacties met alleen online instellingen, die een zeer belangrijk persoon in hun leven was, iemand om mee te praten, tijd doorbrengen met, en dingen te doen met . Bovendien konden ze overal wonen, hoefden ze niet van dezelfde leeftijd te zijn en konden ze een jongen of een meisje zijn. De online vrienden kon niet een ouder of een VOLWASSENE vergelijkbaar met een ouder, noch een broer of zus, echter. Het gemiddelde aantal door de oorspronkelijke deelnemers uitgenodigd was .13 voor tijd 1,.39 voor tijd 2, en .40 voor de tijd 3. De meerderheid van de online relaties waren relaties van hetzelfde geslacht (65-73% op tijdstip 1; 65-79% op tijdstip 2, en 69-78% op tijdstip 3). Alle online vrienden werden op hun beurt uitgenodigd om deel te nemen aan de studie, met 103 adolescenten ervoor kiezen om deel te nemen in het algemeen. De online vrienden moesten de relatie die ze hadden met de doeljongeren bevestigen om in het onderzoek te worden opgenomen. Informatie over hoe lang ze online vrienden waren geweest werd echter niet verzameld. Samen met de eerste steekproef bestond de uiteindelijke doelsteekproef dus uit 526 13-15-jarigen (358 meisjes; M Leeftijd = 14.05), waarbij 72% van de adolescenten op alle drie de tijdstippen gegevens rapporteerde over alle onderzoeksvariabelen.
Procedure
voordat de gegevens werden verzameld, werden de ouders op de hoogte gebracht van het onderzoek door middel van een vergadering op de school, waarvoor zij door de leerkrachten waren uitgenodigd. Passieve toestemming werd gebruikt, omdat de ouders een pre-paid postkaart kregen om naar ons terug te keren als ze niet wilden dat hun kind meedeed (slechts 2% van de ouders deed dat). De ouders kregen te horen dat ze hun kind op elk moment uit de studie konden terugtrekken.
voor de eerste steekproef werd informatie verzameld door middel van een combinatie van offline-en onlinevragenlijsten op tijden 1 en 2, en vervolgens via onlinevragenlijsten op tijdstip 3. De redenering achter een combinatie van online en offline vragenlijsten op keer 1 en 2 was om de tijd die de deelnemers moesten besteden aan het invullen van de informatie op school te verkorten en om de items die betrekking hebben op offline en online activiteiten te scheiden. De online vragenlijsten waren dus gericht op gedetailleerde vragen over online-exclusieve activiteiten en vriendschappen van adolescenten. Op deze manier voorkwamen we problemen waarmee eerdere studies werden geconfronteerd, waarbij adolescenten werd gevraagd om informatie over vrienden in een andere context te herinneren (bijvoorbeeld ). Op het moment 3, echter, deelnemers die 9e klassers waren op het moment 2 was begonnen met de middelbare school en veranderde scholen. Om zoveel mogelijk deelnemers in de steekproef te houden en de goede wil van het schoolhoofd en het personeel te behouden, hebben we besloten om de 3rd wave-gegevensverzameling online uit te voeren-alleen voor alle betrokkenen. Bovendien werd gemeld dat de deelnemers de voorkeur gaven aan online vragenlijsten voor het verzamelen van gegevens. Er waren geen verschillen tussen de belangrijkste studievariabelen over de tijdstippen tussen de deelnemers die online en offline vragenlijsten vulden, en de deelnemers die alleen online vragenlijsten vulden.
tijdens de gegevensverzameling op school bezochten opgeleide onderzoeksassistenten de jongeren in hun klaslokalen tijdens de schooltijd. De leraren waren niet aanwezig. De adolescenten werden geïnformeerd over het soort vragen dat ze zouden beantwoorden, en de tijd die het zou kosten om de vragenlijsten af te maken. Ze kregen ook te horen dat hun deelname vrijwillig was, en dat als ze ervoor kozen niet mee te doen, ze iets anders konden doen. Ze kregen de garantie dat als ze deelnamen aan de studie, hun antwoorden nooit aan iemand zouden worden getoond. Nadat de adolescenten de offline vragenlijst op school hadden ingevuld, kregen ze de opdracht om het tweede deel online in te vullen (alle adolescenten deden dat). Om de online vragenlijst in te vullen, kregen de adolescenten een e-mail met een gebruikersnaam, wachtwoord en een link naar de vragenlijst zelf. Ze vulden het online gedeelte van de vragenlijst in hun eigen tijd in. Ze meldden de voor-en achternaam van elke online vriend, geslacht, leeftijd en e-mailadres, en de genomineerde vrienden werden op hun beurt een deelnamelink gemaild.
voor de onlinevrienden die werden uitgenodigd om deel te nemen via de sneeuwbaleffectmethode, was de procedure voor het verzamelen van gegevens identiek aan die van de oorspronkelijke doelwitten, met uitzondering van het feit dat zij alle vragenlijsten online op alle drie de tijdpunten hebben ingevuld. De toestemming voor de gegevensverzameling van de uitgenodigde vrienden werd op dezelfde manier verkregen als voor de oorspronkelijke doelen, behalve dat de ouders aanvankelijk niet via bijeenkomsten op school werden gecontacteerd, maar rechtstreeks via de post informatie over het onderzoek kregen. Dus, net als voor de eerste doelen, de ouders contact met ons op als ze niet willen dat hun kind om deel te nemen aan de studie (geen van de ouders voor de online-only subsample deed dit). Geen enkele deelnemer werd betaald voor deelname aan de studie; Alle deelnemers kregen echter twee cadeaubonnen voor bioscoopkaartjes. De regionale Ethische Commissie keurde de procedures en maatregelen goed die in de studie werden gebruikt.
metingen
de middelen en de descriptoren voor alle onderzoeksvariabelen zijn weergegeven in Tabel 1. De Alfa ‘ s van de Cronbach verwijzen naar ruwe in plaats van latente maatregelen. Voor de eerste steekproef werden metingen over sociale angst en depressieve symptomen offline verzameld op keer 1 en 2, terwijl de andere metingen werden verzameld via de online enquête. Op tijdstip 3 werden alle maatregelen online verzameld. Voor de on-line-substeekproef werden echter alle maatregelen op alle tijdstippen online verzameld.
niet-klinische sociale angst werd gemeten met vragen over angsten in verschillende sociale situaties . Dit instrument is een gewijzigde versie van de Social Fobia Screening Questionnaire, die oorspronkelijk werd gemaakt voor volwassenen en aangepast voor kinderen en adolescenten tot 18 jaar (de SPSQ-C, of de Social Fobia Screening Questionnaire for Children; ). Het instrument meet 8 sociale situaties die de neiging hebben om sociale angst op te wekken, zoals “spreken voor de klas”, “naar een feestje gaan” en “met klasgenoten zijn tijdens de pauzes.”Adolescenten beoordeelden hun angsten op een driepuntsschaal, variërend van geen (1), Sommige (2), tot veel (3). De alfa van de Cronbach wel .72 voor tijd 1, .78 voor tijd 2, en .84 voor tijd 3.
Co-herkauwen met beste online vriend
acht vragen over co-herkauwen werden gebruikt uit de herziene Co-herkauwen vragenlijst . De oorspronkelijke herziene versie gebruikte vragen over adolescenten ‘ co-herkauwen over hun problemen met hun moeders. In deze studie hebben we in plaats daarvan gemeten hoe de doelgroep deelnemers praten over hun problemen met hun beste vrienden. De items gemeten in welke mate de adolescenten meestal co-piekte over wanneer ze een probleem hebben en hoe zij en hun beste vriend meestal praten over het. Voorbeelden van items waren: Als ik een probleem heb,” mijn vriend en ik praten er lange tijd met elkaar over, “” we praten over elk deel van het probleem, keer op keer, “en” we praten veel over alle verschillende slechte dingen die kunnen gebeuren als gevolg van het probleem.”De response items waren (1) helemaal niet waar, (2) Een beetje waar, (3) enigszins waar, (4) meestal waar, en (5) echt waar. De Cronbach ‘ s alpha voor deze schaal was .95 voor tijd 1, .96 voor tijd 2, en .95 voor tijd 3.Depressieve symptomen
depressieve symptomen
depressieve symptomen werden gemeten met een verkorte versie van de Child Depression Scale van het Center for Epidemiological Studies (de CESD-10; ), waarin depressieve symptomen zoals bezorgdheid, droefheid, hopeloosheid, lethargie en slechte eetlust worden beoordeeld . De verkorte versie bevat 10 vragen gebaseerd op een factoranalyse uitgevoerd op de oorspronkelijke 20-item schaal, en meters niet-klinische symptomen. De reactiepunten waren helemaal niet (1), af en toe (2), van tijd tot tijd (3) en vaak (4). Deelnemers kregen de opdracht om na te denken over de afgelopen week. Voorbeelden van items waren: “hoe vaak heb je je zorgen gemaakt over dingen waar je je meestal geen zorgen over maakt,” “hoe vaak heb je je down en ongelukkig gevoeld,” en “hoe vaak heb je je verdrietig gevoeld?”De Cronbach’ s alpha was .81 voor tijd 1, .85 voor tijd 2, en .88 voor tijd 3.
Controlevariabelen
Vriendschap kwaliteit met beste online vriend
adolescenten werd gevraagd na te denken over de beste vriend die ze hadden genomineerd (de eerste op hun lijst van nominaties). Ze werden vervolgens gevraagd naar de kwaliteit van de vriendschap, zoals blijkt uit 6 vragen over gepercipieerde steun en vertrouwen op basis van Parker en Asher ‘ s goed gebruikte schaal . Voorbeelden van items waren:” mijn vriend steunt me als ik een ruzie met mijn ouders/leraren, “” mijn vriend besteedt aandacht aan mijn gevoelens, “en” mijn vriend staat bij me als anderen praten over mij achter mijn rug.”De response items waren helemaal niet waar (1), Een beetje waar (2), enigszins waar (3), Vrij waar (4), en echt waar (5). De Alpha ‘ s van Cronbach waren dat .90 voor tijd 1, en .91 Voor keer 2 en 3.
Friendship stability with best online friend
de gegevens die werden verzameld voor 1st best online friend werden opnieuw gecodeerd om de stabiliteit van de vriendschap in de loop van de tijd aan te geven. Voor degenen die geen stabiele vriendschappen gemeld over een van de tijdstippen, de stabiliteit variabele werd gecodeerd als 0. Voor degenen die dezelfde vriend meldden van het ene moment naar het andere, evenals over alle drie de tijdpunten, werd de variabele opnieuw gecodeerd als 1. Er waren 175 adolescenten die stabiele vriendschappen meldden van tijd 1 tot tijd 2, van tijd 2 tot tijd 3, of over alle drie de tijdpunten. Driehonderdvijftig adolescenten rapporteerden geen stabiele vriendschappen. Deze aantallen zijn gelijkaardig aan die gevonden in vele andere longitudinale studies op vroege adolescenten, die erop wijzen dat vroege adolescentie in het algemeen een periode van onstabiele vriendschappen is.
analyseplan
met behulp van de MPlus 7.0 software met de volledige informatie maximale waarschijnlijkheid (FIML) procedure voor alle analyses, hebben we een reeks structurele vergelijking modellen (SEM) om directionele associaties tussen sociale angst, depressieve symptomen, en co-herkauwen met online beste vriend te beoordelen, controlerend Voor Vriendschap kwaliteit en vriendschap stabiliteit met beste online vriend. Het creëren van latente variabelen stelde ons in staat om constructies te schatten die meetfouten minimaliseren, regressie tot het gemiddelde te vermijden en de richting van causaliteit tussen alle studievariabelen te onderzoeken . Bovendien wordt bij het schatten van latente interacties rekening gehouden met de gedeelde variantie (of binnen de tijd co-variantie) tussen de outcome variabelen op keer 2 en 3. Vandaar, door latente in plaats van waargenomen interacties te modelleren (met behulp van het xwith Commando) konden we de meetfout van deze onafhankelijke voorspellers minimaliseren, wat resulteerde in een nauwkeurigere schatting van het interactie-effect . We gebruikten de volgende indices van model fit: de root mean square error of approximation (RMSEA) en de comparative fit index (CFI). RMSEA-waarden van minder dan .08 vertegenwoordigen een aanvaardbare pasvorm, terwijl de waarden minder dan .05 worden beschouwd als een zeer goede pasvorm . CFI waarden hierboven .95 worden als aanvaardbaar beschouwd, terwijl de waarden groter zijn dan .97 worden beschouwd als goede pasvorm .
Identificatie van het longitudinale CFA-model
alvorens in de analyses te worden opgenomen, werden de punten voor sociale angst, co-herkauwen, depressieve symptomen en vriendschapskwaliteit samengevat door middel van het gemiddelde van de scores met de fixed-factor-methode van schalen, waarbij de latente variantie werd vastgesteld op 1 en het latente gemiddelde werd vastgesteld op 0 (zoals aanbevolen door ). De factorbelasting voor de pakketten varieerde van .60–.82 voor sociale angst, .80–.90 voor depressieve symptomen .88–.96 voor co-herkauwen, en .82–.89 voor vriendschapskwaliteit op alle drie de tijdstippen (p < .001).
vervolgens werd getest of de longitudinale constructies bij alle meetmomenten gelijk waren. De verschillende niveaus van invariantie worden ondersteund als de veranderingen in model passen van een lager naar een hoger niveau van invariantie gering zijn . De resultaten zijn weergegeven in Tabel 2. Ten eerste hebben we een onafhankelijk null-model geïdentificeerd (volgens ). Dit nulmodel veronderstelt geen verwachtingen van verandering in de varianties of de middelen van onze constructies over alle tijdpunten. Zoals verwacht had het null-model een slechte pasvorm. Ten tweede hebben we een configural-invariant model aan de gegevens aangepast, waarbij het verwachte patroon van belasting op elk tijdstip werd gespecificeerd en de resterende varianties werden gecorreleerd over alle tijdstippen . Zoals uit Tabel 2 blijkt, paste dit model goed. Ten derde hebben we een zwak factorieel invariantiemodel aan onze gegevens gekoppeld, waarbij de belasting van elke indicator gelijk was over de tijdpunten . Dit model toonde een acceptabele pasvorm, wat aangeeft dat de longitudinale constructies die in ons basislijnmodel werden gebruikt over de drie tijdpunten hetzelfde waren. Bovendien nam het gerecht van eerste aanleg niet meer dan toe .01, die wordt beschouwd als het niveau van invariantie te ondersteunen . Tot slot hebben we een sterk invariantiemodel toegepast, waarbij alle intercepties zijn gespecificeerd om gelijk te zijn over tijdpunten . De verandering in CFI was niet aanvaardbaar, en we gebruikten dus het zwakke invariantiemodel voor verdere tests.
de structurele relaties
na het identificeren van het meetmodel, hebben we structurele relaties tussen de latente variabelen toegevoegd. De stabiliteit, de dwarsvertragingen en de co-varianties tussen alle constructies op elk tijdstip werden aan het model toegevoegd. De resultaten van deze omnibus-test worden weergegeven in het laagste deel van Tabel 2. Het model toonde een verbetering in fit, en werd dus aanvaardbaar geacht. Dit model werd vervolgens gebruikt in alle daaropvolgende analyses als basismodel.
