Co-rumination buffertar kopplingen mellan social ångest och depressiva symtom i tidig ungdom

prov

deltagarna var ungdomar ungefär 13-15 år från en medelstor stad i Sverige (med en befolkning på cirka 135 000), som deltog i en trevågs longitudinell studie. Datainsamlingarna ägde rum i skolan och online med ungefär 8 månader mellan varje tidpunkt. Den första datainsamlingen ägde rum i September 2010 (tid 1), följt av den andra mätningen i maj 2011 (tid 2) och en slutlig mätning i januari 2012 (tid 3). Vi rekryterade ursprungligen 423 ungdomar (205 flickor; m ålder = 14,05) bestående av 7: e–9: e klassare från en skola. Deltagarna var jämnt fördelade över tre klassrum per varje klass. Ungefär 12.1% av alla deltagare var första generationens invandrare vid studiens början, vilket var något lägre jämfört med 14.7% i hela landet, enligt officiella rapporter . Arbetslösheten (6%) och andelen ensamstående föräldrar i gemenskapen (5,1%) liknade resten av landet . Medelinkomsterna var cirka 5% lägre jämfört med övriga Sverige .

de första deltagarna ombads i sin tur att bjuda in tre nära online (inte verkliga eller offline) vänner som de hade frekvent kontakt med för att delta i studien. Online vänner definierades som någon ungdomarna hade regelbunden snarare än enstaka interaktioner med i online-inställningar endast, som var en mycket viktig person i sitt liv, någon att prata med, umgås med, och göra saker med . Dessutom kunde de bo var som helst, behövde inte vara i samma ålder och kunde vara en pojke eller en tjej. Online vänner kunde inte vara en förälder eller en vuxen som liknar en förälder, inte heller ett syskon, dock. Det genomsnittliga antalet inbjudna av de ursprungliga deltagarna var .13 för tid 1,.39 för tid 2, och .40 för tid 3. Majoriteten av online-relationerna var relationer av samma kön (65-73% vid tiden 1; 65-79% vid tiden 2 och 69-78% vid tiden 3). Alla onlinevänner blev i sin tur inbjudna att delta i studien, med 103 ungdomar som valde att delta totalt. Online-vännerna behövde bekräfta förhållandet de hade med målungdomarna för att inkluderas i studien. Information om hur länge de hade varit vänner online samlades inte in, i alla fall. Tillsammans med det ursprungliga provet omfattade således det slutliga målprovet 526 13-15 åringar (358 flickor; m ålder = 14.05), med 72% av ungdomarna som rapporterar data om alla studievariabler vid alla tre tidpunkter.

förfarande

innan datainsamlingen ägde rum informerades föräldrarna om studien genom ett möte på skolan, till vilket de var inbjudna av lärarna. Passivt samtycke användes, eftersom föräldrarna fick ett förbetald vykort för att återvända till oss om de inte ville att deras barn skulle delta (endast 2% av föräldrarna gjorde det). Föräldrarna informerades om att de kunde dra tillbaka sitt barn från studien när som helst.

för det första urvalet samlades information in genom en kombination av offline-och online-frågeformulär vid tider 1 och 2, och sedan via online-frågeformulär vid tid 3. Resonemanget bakom en kombination av online-och offline-frågeformulär ibland 1 och 2 var att förkorta den tid deltagarna var tvungna att spendera på att fylla i informationen i skolan, samt att separera de artiklar som hänvisar till offline-och onlineaktiviteter. Online-frågeformulären var således inriktade på detaljerade frågor om ungdomars online-exklusiva aktiviteter och vänskap. På detta sätt förhindrade vi problem som tidigare studier mötte, där ungdomar ombads att återkalla information om vänner i ett annat sammanhang (t.ex.). Vid tiden 3, i alla fall, deltagare som var 9: e klassare vid tiden 2 hade börjat gymnasiet och bytt skolor. För att behålla så många deltagare i provet som möjligt, samt att hålla skolans rektor och personalens goodwill, bestämde vi oss för att genomföra 3rd wave-datainsamlingen online-bara för alla inblandade. För övrigt, online frågeformulär rapporterades vara den föredragna metoden för datainsamling av deltagarna. Det fanns inga skillnader på huvudstudievariablerna över tidpunkterna mellan deltagarna som fyllde i frågeformulär online och offline, kontra endast online.

under datainsamlingen i skolan besökte utbildade forskningsassistenter ungdomarna i sina klassrum under skoltiden. Lärarna var inte närvarande. Ungdomarna informerades om vilka typer av frågor de skulle svara på, och den tid det skulle ta att avsluta frågeformulären. De informerades också om att deras deltagande var frivilligt, och att om de valde att inte delta, kunde de göra något annat istället. De var garanterade att om de deltog i studien skulle deras svar aldrig visas för någon. Efter att ungdomarna fyllde i offline-frågeformuläret i skolan fick de instruktioner att fylla i den andra delen online (alla ungdomar gjorde det). För att slutföra online-frågeformuläret skickades ungdomarna ett e-postmeddelande med ett användarnamn, lösenord och en länk till själva frågeformuläret. De fyllde i onlinedelen av frågeformuläret i sin egen tid. De rapporterade varje online väns för-och efternamn, kön, ålder, och e-postadress, och de nominerade vänner var e-post en deltagande länk i tur och ordning.

för de onlinevänner som var inbjudna att delta via snöbollsmetoden var proceduren för datainsamling identisk med de ursprungliga målen, med undantag för att de fyllde i alla frågeformulär online vid alla tre tidpunkter. Samtycket för de inbjudna vännernas datainsamling uppnåddes på samma sätt som för de ursprungliga målen, förutom att föräldrarna inte initialt kontaktades via möten i skolan utan fick information om studien direkt via post. Således, precis som för de ursprungliga målen, kontaktade föräldrarna oss om de inte ville att deras barn skulle delta i studien (ingen av föräldrarna för det enda delprovet på nätet gjorde det). Ingen deltagare betalades för att delta i studien; alla deltagare fick dock två presentkort för biobiljetter. Regional Ethics Committee godkände de förfaranden och åtgärder som användes i studien.

mått

medel och beskrivningar för alla studievariabler visas i Tabell 1. Cronbachs alfa hänvisar till råa snarare än latenta åtgärder. För det första provet samlades åtgärder om social ångest och depressiva symtom offline ibland 1 och 2, medan de andra åtgärderna samlades in via onlineundersökningen. Vid tiden 3 samlades alla åtgärder online. För delprovet online samlades dock alla åtgärder online vid alla tidpunkter.

Social ångest

icke-klinisk social ångest mättes med frågor om rädsla i olika sociala situationer . Detta instrument är en modifierad version av social fobi Screening Questionnaire, som ursprungligen skapades för vuxna och justerades för barn och ungdomar upp till 18 år (SPSQ-C, eller social fobi Screening Questionnaire for Children; ). Instrumentet mäter 8 sociala situationer som tenderar att framkalla social ångest, som att “tala framför klassen”, “gå på fest” och “vara med klasskamrater under pauser.”Ungdomar betygsatte sina rädslor på en trepunktsskala som sträcker sig från Ingen (1), Några (2), till mycket (3). Cronbachs alfa var .72 för tid 1,.78 för tid 2, och .84 för tid 3.

Co-rumination med bästa onlinevän

åtta frågor om co-rumination användes från det reviderade co-rumination questionnaire . Den ursprungliga reviderade versionen använde frågor om ungdomars samröre om deras problem med sina mödrar. I denna studie mätte vi istället hur måldeltagarna pratar om sina problem med sina bästa vänner. Föremålen mättes i vilken utsträckning ungdomarna vanligtvis samrörde om när de har problem och hur de och deras bästa vän brukar prata om det. Exempel på artiklar var: När jag har ett problem, “min vän och jag pratar med varandra om det länge,” “vi pratar om alla delar av problemet om och om igen,” och “vi pratar mycket om alla de olika dåliga sakerna som kan hända på grund av problemet.”Svarsposterna var (1) inte alls sanna, (2) Lite sanna, (3) något sanna, (4) mestadels sanna och (5) verkligen sanna. Cronbachs alfa för denna skala var .95 För tid 1,.96 för tid 2, och .95 För tid 3.

depressiva symtom

depressiva symtom mättes med en förkortad version av Child Depression Scale från Center for Epidemiological Studies (CESD-10; ), som bedömer depressiva symtom som oro, sorg, hopplöshet, slöhet och dålig aptit . Den förkortade versionen innehåller 10 frågor baserade på en faktoranalys utförd på den ursprungliga 20-artikelskalan och mäter icke-kliniska symtom. Svarsposterna var inte alls (1), Ibland (2), då och då (3) och ofta (4). Deltagarna instruerades att tänka på den senaste veckan. Exempel på saker var:” hur ofta har du oroat dig för saker du vanligtvis inte oroar dig för”,” hur ofta har du känt dig nere och olycklig “och” hur ofta har du känt dig ledsen?”Cronbachs alfa var .81 för tid 1,.85 för tid 2, och .88 för tid 3.

Kontrollvariabler

Vänskapskvalitet med bästa onlinevän

Ungdomar ombads att tänka på den allra bästa vän de hade nominerat (den 1: A på deras lista över nomineringar). De frågades sedan om kvaliteten på vänskapen, vilket indikeras av 6 frågor om uppfattat stöd och förtroende baserat på Parker och Ashers väl använda skala . Exempel på saker var:” min vän stöder mig när jag har ett argument med mina föräldrar/lärare”,” min vän uppmärksammar mina känslor “och” min vän står vid mig när andra pratar om mig bakom ryggen.”Svarsobjekten var inte alls sanna (1), Lite sanna (2), något sanna (3), ganska sanna (4) och verkligen sanna (5). Cronbachs alfa var .90 för tid 1, och .91 för tider 2 och 3.

vänskap stabilitet med bästa online vän

de uppgifter som samlats in för 1: a bästa online vän omkodades för att indikera vänskap stabilitet över tiden. För dem som rapporterade inga stabila vänskap över någon av tidpunkterna, stabilitetsvariabeln kodades som 0. För dem som rapporterade samma vän från en tidpunkt till en annan, liksom över alla tre tidpunkter, variabeln kodades om som 1. Det fanns 175 ungdomar som rapporterade stabila vänskap antingen från tid 1 till tid 2, från tid 2 till tid 3 eller över alla tre tidpunkterna. Trehundra och femtio ungdomar rapporterade inte stabila vänskap. Dessa siffror liknar dem som finns i många andra longitudinella studier på tidiga ungdomar , vilket indikerar att tidig ungdom i allmänhet är en period av instabila vänskap.

planera för analyser

med MPlus 7.0 programvara med FIML-proceduren (full information maximum likelihood) för alla analyser genomförde vi en serie strukturella ekvationsmodeller (SEM) för att bedöma riktningsföreningar mellan social ångest, depressiva symtom och samröre med bästa vän Online, kontrollera för vänskapskvalitet och vänskapsstabilitet med bästa vän Online. Att skapa latenta variabler gjorde det möjligt för oss att uppskatta konstruktioner som minimerar mätfel, undvika regression till medelvärdet och undersöka kausalitetsriktningen mellan alla studievariabler . Vid uppskattning av latenta interaktioner beaktas dessutom den delade variansen (eller inom tidsvariationen) mellan resultatvariablerna vid tiderna 2 och 3. Genom att modellera latenta snarare än observerade interaktioner (med xwith-kommandot) tillät vi oss att minimera mätfelet från dessa oberoende prediktorer, vilket resulterade i en mer exakt uppskattning av interaktionseffekten . Vi använde följande index för modellpassning: root mean square error of approximation (RMSEA) och comparative fit index (CFI) . RMSEA värden på mindre än .08 representerar en acceptabel passform, medan värden mindre än .05 anses vara en mycket bra passform . CFI värden ovan .95 anses acceptabel passform, medan värden större än .97 anses vara bra passform .

identifiera den longitudinella Cfa-modellen

innan de ingick i analyserna delades föremålen för social ångest, samruminering, depressiva symtom och vänskapskvalitet genom att medelvärdet av poängen med fastfaktormetoden för skalning, där den latenta variansen fixades till 1 och det latenta medelvärdet fixades till 0 (som rekommenderas av ). Faktorbelastningarna för paketen varierade från .60–.82 för social ångest, .80–.90 för depressiva symtom, .88–.96 för co-idissling, och .82–.89 för vänskapskvalitet vid alla tre tidpunkter (p < .001).

vi testade sedan om de längsgående konstruktionerna var desamma vid alla mättillfällen. De olika nivåerna av invarians stöds om förändringarna i modellen passar från en lägre till en högre nivå av invarians är mindre . Resultaten visas i Tabell 2. Först identifierade vi en independence null-modell (enligt ). Denna nollmodell förutsätter inga förväntningar på förändringar i varianserna eller medlen för våra konstruktioner över alla tidpunkter. Som förväntat hade null-modellen en dålig passform. För det andra monterade vi en configural-invariant modell till data, där det förväntade mönstret av belastningar specificerades vid varje tidpunkt, och de återstående varianserna korrelerades över alla tidpunkter . Som Tabell 2 visar hade denna modell en lämplig passform. För det tredje monterade vi en svag faktoriell invariansmodell till våra data, där belastningarna för varje indikator var lika över tidpunkterna . Denna modell visade en acceptabel passform, vilket indikerar att de längsgående konstruktionerna som användes i vår baslinjemodell var desamma över de tre tidpunkterna. För övrigt, förstainstansrätten ökade inte med mer än .01, som anses stödja nivån av invarians . Slutligen monterade vi en stark invariansmodell, där alla avlyssningar anges vara lika över tidspunkter . Förändringen i CFI var inte acceptabel, och vi använde därmed den svaga invariansmodellen för vidare testning.

lägga till de strukturella relationerna

efter att ha identifierat mätmodellen lade vi till strukturella relationer mellan de latenta variablerna. Stabiliteterna, korslagda banor och samvariationer inom tiden mellan alla konstruktioner vid varje tidpunkt lades till modellen. Resultaten från detta omnibustest visas i den lägsta delen av Tabell 2. Modellen visade en förbättring av passformen och ansågs därmed acceptabel. Denna modell användes sedan i alla efterföljande analyser som en baslinjemodell.