Steekproef
Data voor deze studie kwamen van het Digital Youth Project, een lopend longitudinaal onderzoeksproject van de Universiteit Utrecht. Deelnemers aan dit onderzoek vullen jaarlijks online vragenlijsten in tijdens reguliere lesuren op school. De eerste meetronde (T1) vond plaats in februari/maart 2015. Voor de huidige studie is gebruikgemaakt van gegevens uit de eerste drie meetronden (T1–T3) die op twee middelbare scholen verzameld zijn. De steekproef bestond uit 543 adolescenten die op T1 in de eerste en tweede klas zaten en tussen de twaalf en vijftien jaar oud waren (mage = 12,9, sd = 0,73). Vijf deelnemers bleven tijdens de studie zitten. Omdat het overdoen van een leerjaar van invloed kan zijn op schoolcijfers, werden deze jongeren uitgesloten van de analyses. De definitieve steekproef bestond uit 538 adolescenten (51,1 % meisjes), verdeeld over verschillende opleidingsniveaus (4,6 % vmbo-b/k, 47,8 % vmbo-t/havo, 47,6 % vwo). Vrijwel alle adolescenten hadden een Nederlandse achtergrond (96,5 %).
De onderzoeksprocedures van deze studie zijn in overeenstemming met de Verklaring van Helsinki en zijn goedgekeurd door de ethische commissie van de Faculteit Sociale Wetenschappen van Universiteit Utrecht (FETC16-076 Eijnden). Alle deelnemers en hun ouders waren volledig op de hoogte van het onderzoek en hadden te allen tijde het recht om deelname te weigeren.
Instrumenten
Wekelijkse tijdsbesteding aan games werd gemeten door respondenten te vragen hoeveel dagen per week (0 dagen tot 7 dagen per week) en hoeveel uur per dag (0 uur tot 9 uur of meer per dag) zij gedurende de afgelopen drie maanden gemiddeld aan gamen besteed hadden. De scores op de twee items werden vervolgens met elkaar vermenigvuldigd. Vijf respondenten werden geïdentificeerd als uitschieters; hun scores werden vervangen door de gemiddelde score + 2 sd.
Symptomen van gameverslaving werden gemeten met negen dichotome items (0 = nee, 1 = ja) van de Internet Gaming Disorder Scale (Lemmens et al.
2015). Deze schaal is gebaseerd op de negen DSM-5-criteria voor IGD. Een voorbeelditem is: ‘Heb je in het afgelopen jaar niet kunnen stoppen met het gebruik van sociale media, terwijl anderen zeiden dat je dit echt moest doen?’ Scores op de negen items werden opgeteld (0 = vertoont geen symptomen, 9 = vertoont negen symptomen van gameverslaving). Cronbachs alfa was 0,73 op T
1 en 0,76 op T
2.
Frequentie van socialemediagebruik werd gemeten aan de hand van zes items. Voorafgaand aan de vragen werd een definitie van sociale media gegeven: ‘Met sociale media bedoelen we socialenetwerksites (bijvoorbeeld Facebook, Instagram, Twitter) en instant messengers (bijvoorbeeld WhatsApp, Snapchat, Facebook Messenger).’ Drie items vroegen naar het actieve gebruik van socialenetwerksites (bijvoorbeeld: ‘Hoe vaak per week zet je zelf een berichtje, foto of filmpje op socialenetwerksites?’, met gebruik van een zevenpuntsschaal: 0 = minder dan 1 keer per week, 7 = meer dan 40 keer per week). Eén item vroeg naar passief gebruik van socialenetwerksites (‘Hoe vaak per dag kijk je op socialenetwerksites?’, met gebruik van een zevenpuntsschaal: 0 = minder dan 1 keer per dag, 7 = meer dan 40 keer per dag) en twee items vroegen naar actief en passief gebruik van instant messengers op de smartphone (bijvoorbeeld: ‘Hoe vaak per dag stuur je zelf een berichtje, foto of filmpje via je smartphone?’, met gebruik van een zevenpuntsschaal: 0 = minder dan 1 keer per dag, 7 = meer dan 80 keer per dag). Scores op de zes items werden gemiddeld (α = 0,87 op T1 en T2).
Symptomen van socialemediaverslaving werden gemeten met negen dichotome items (0 = nee, 1 = ja) van de Social Media Disorder Scale (Eijnden et al.
2016). Deze items meten dezelfde negen criteria die werden gebruikt om gameverslaving te meten, maar dan toegepast op socialemediagebruik. Een voorbeelditem is: ‘Heb je in het afgelopen jaar regelmatig geen interesse gehad in hobby’s of andere bezigheden omdat je liever met sociale media bezig was?’ Scores op de negen items werden opgeteld (0 = vertoont geen symptomen, 9 = vertoont negen symptomen van socialemediaverslaving). Cronbachs alfa was 0,67 op T
1 en 0,73 op T
2.
Levenstevredenheid is gebaseerd op de Satisfaction With Life Scale (SWLS; Diener et al.
1985). Een voorbeelditem is: ‘Ik ben tevreden met mijn leven.’ Antwoordcategorieën liepen uiteen van 1 = helemaal mee eens tot 6 = helemaal mee oneens. Scores op de zeven items werden omgepoold, zodat een hogere gemiddelde score een hogere levenstevredenheid weergeeft. Cronbachs alfa was tussen 0,81 en 0,86.
Sociale-competentiebeleving werd gemeten met de subschaal Hechte Vriendschap van de Nederlandse versie van Harter’s Self Perception Profile for Adolescents (CSBA; Harter
1988; Treffers et al.
2002). Deze subschaal bestond uit vijf items die meten in hoeverre adolescenten zichzelf in staat achten hechte vriendschappen te vormen en onderhouden (bijvoorbeeld: ‘Ik vind het moeilijk om vrienden te krijgen op wie ik echt kan rekenen’), gerapporteerd op een zespuntsschaal (1 = helemaal mee eens, 6 = helemaal mee oneens). Scores op de items werden omgepoold, zodat een hogere score wijst op een hogere mate van sociale-competentiebeleving. Cronbachs alfa was tussen 0,67 en 0,73.
Schoolprestaties werden gemeten aan de hand van schoolcijfers die door scholen werden verstrekt. Voor iedere leerling werd het gemiddelde cijfer voor de zes belangrijkste vakken berekend.
Opleidingsniveau was geoperationaliseerd als laag/midden (vmbo en vmbo/havo; 52,4 %) versus hoog (havo en vwo; 47,6 %).
Analysestrategie
Van de 538 respondenten waren er 293 (54,1 %) met data van alle drie de meetmomenten; 493 (90,9 %) adolescenten hadden aan ten minste twee meetronden deelgenomen. Respondenten met gedeeltelijk ontbrekende data konden daarom meegenomen worden in de analyses die gebruikmaken van de
full information maximum likelihood-procedure in Mplus (Muthén en Muthén
2012; Werner
2000).
Beschrijvende statistiek en correlaties op alle meetmomenten werden voor de totale groep en voor jongens en meisjes apart opgevraagd. Om de onderzoeksvragen te beantwoorden, werd gebruikgemaakt van structurele vergelijkingsmodellen. We toetsten twee padmodellen: een model met tijdsbesteding aan games en symptomen van gameverslaving als voorspellers, en een model met frequentie van socialemediagebruik en symptomen van socialemediaverslaving als voorspellers. Eerst werden in beide modellen de longitudinale effecten van de voorspellers op de drie uitkomstvariabelen levenstevredenheid, sociale-competentiebeleving en schoolprestaties geschat. We toetsten longitudinale effecten van T
1-voorspellers op T
2-uitkomstvariabelen en van T
2-voorspellers op T
3-uitkomstvariabelen. Opleidingsniveau, sekse en de T
i-1-uitkomstmaat werden in elk model als controlevariabelen toegevoegd. In lijn met Nieminen et al. (
2013) hanteerden we gestandaardiseerde regressiecoëfficiënten (
β) als indices voor de effectgrootte, waarbij
β < 0,2 als een klein, 0,2 <
β < 0,5 als een middelgroot en
β > 0,5 als een groot effect werden beschouwd. Vervolgens werden in vier afzonderlijke modellen de interactietermen tussen één van de twee voorspellers en sekse toegevoegd om mogelijke sekseverschillen in de longitudinale effecten te toetsen. Vanwege ontbrekende waarden op deze interactietermen was de steekproef voor de analyses van T
2 op T
3 kleiner (
n = 366).
Levenstevredenheid, sociale-competentiebeleving en schoolprestaties waren op alle meetmomenten linksscheef verdeeld. Om te corrigeren voor deze scheve verdeling is de bootstrap-methode toegepast (500 bootstrap-trekkingen), waarbij bias-gecorrigeerde 95 %-betrouwbaarheidsintervallen voor het interpreteren van effecten zijn gehanteerd (Geiser
2013; Selig en Preacher
2009). De fit van de modellen werd geëvalueerd aan de hand van de
comparative fit index (CFI) en de
root mean square error of approximation (RMSEA), waarbij een CFI hoger dan 0,90 en een RMSEA lager dan 0,08 op een adequate modelfit duiden (Geiser
2013).