2.1. Aineiston keruu ja aineisto
Keräämämme aineisto on kerätty osana kehotietoisuusmittarin validointitutkimusta, jonka on tutkimuksen toteuttamisella on Itä-Suomen yliopiston Tutkimuseettisen toimikunnan puolto.
Tutkimuksesta vastaa professori Kirsi Honkalampi. Tutkimukseen kerätään aineistoa 1.6.2021 saakka kyselylomakepaketilla, joka sisältää yhteensä yhdeksän mittaria: Multidimensional Assessment of Interoceptive Awareness (MAIA), Five Facet Mindfulness Questionnaire (FFMQ), Pain Catastrophizing Scale (PCS), Mindful Attention Awareness Scale (MAAS), Shitsu-taikan-sho scale (aleksisomia-mittari), Toronto Alexithymia Scale (TAS-20), Difficulties in Emotion Regulation Scale (DERS), SCOFF (syömishäiriöseula) ja Symptom Checklistin (SCL-90) osat ahdistuneisuus ja somatisaatio. Tutkimukseen vastaaminen kestää arviolta vajaa 30 minuuttia.
Aineiston keruu aloitettiin 3.10.2019, ja sitä kerättiin sekä sähköisellä e-lomakkeella että tulostetuilla kyselylomakkeilla. Aineisto kerättiin mukavuusotantana. Osallistujia rekrytoitiin jakamalla linkkiä e-lomakkeeseen sosiaalisen median alustoilla kuten Facebookissa ja Instagramissa, psykologian oppiaineen peruskurssilla ja Itä-Suomen yliopiston sähköpostilistoilla. Sähköisiä vastauksia kertyi 151 kappaletta. Aineistoa kerättiin paperisena Joensuun kaupungin pääkirjastolla 11.11. ja 12.11.2019. Paperisia vastauksia kertyi 107 kappaletta. Tavoitteenamme oli saada tutkimukseen osallistujia laajasti eri demografisista ryhmistä. Osallistujia tiedotettiin tieteellisen tutkimuksen eettisten periaatteiden mukaisesti anonymiteetin säilymisestä, aineiston käsittelystä sekä tutkimuksen tavoitteesta.
Aineisto koostuu yhteensä 285 vastaajasta (n=285), joiden ikä vaihteli 14-86 välillä keskiarvon ollessa 41 vuotta, mediaanin 32 vuotta ja keskihajonnan 20 vuotta (Taulukko 1). Osallistujista naisia oli 181 (64%), miehiä 93 (33%) ja muu-vaihtoehdon ilmoittaneita 5 (2%). Kuusi vastaajaa (2%) ei ilmoittanut sukupuolta. Viimeisen kuuden kuukauden aikana terveyspalveluita ilmoitti käyttäneensä 231 (81%) vastaajaa. Osallistujista 123 (43%) ilmoitti somaattisesta sairaudesta ja 66 (23%) psykiatrisesta sairaudesta. Yleisväestöstä yhdellä viidestä on jokin psykiatrinen häiriö (Huttunen, 2017), joten tältä osin aineistomme kuvaa suhteellisen hyvin suomalaista yleisväestöä. Aleksitymian esiintyvyys on 8-10% suurissa suomalaisissa yleisväestö-otoksissa (Mattila, 2009). Tämän tutkimuksen otoksessa aleksityymisiä oli noin 10% (n=28), joten se vastaa hyvin yleisväestöä. Mahdollisesti aleksitymisia oli 19% (n=53) ja ei-aleksitymisia 68% (n=195). Aineistossa naiset, korkeasti
koulutetut ja opiskelijat olivat yliedustettuina. Miehet ja matalasti koulutetut olivat aliedustettuina aineistossa. Taustamuuttujat ja niiden erot sukupuolittain ovat esitetty
Taulukossa 2.
Taulukko 1. Ikäjakauma
Taulukko 2. Taustamuuttujat sukupuolen mukaan ryhmiteltynä
*Sisältää miehet, naiset sekä muu-vaihtoehdon valinneet
2.2. Käytetyt mittarit
Shitsu-taikan-sho mittari (Taulukko 3 ja Liite 1) on uusi menetelmä aleksisomian tutkimiseen.
Rakennevaliditeetin turvaamiseksi vertailuun valittiin TAS-20 mittari (Liite 2), joka mittaa läheistä teoreettista konstruktiota – aleksitymiaa. Valinta on perusteltua, koska Arimura ym.
(2011) löysivät korrelaatioita TAS-20 ja aleksisomia-mittarin välillä. Vertailuun valittiin rakennevaliditeetin vuoksi myös DERS-mittari (Liite 3), joka pitää sisällään ala-asteikot emotionaalisen selkeyden ja tietoisuuden puute, mitkä ovat läheisiä teoreettisia konstruktiota aleksitymian kanssa (Hallion ym. 2018). Aleksitymian ja tunteiden säätelyn vaikeuksien välisiä yhteyksiä on tutkittu TAS-20- ja DERS-mittareilla myös aiemmissa tutkimuksissa (ks. 1.2.
Aleksisomia, aleksitymia ja tunteiden säätely). TAS-20 ja DERS ovat molemmat sekä valideja että luotettavia mittareita (Sekely, Bagby & Porcelli 2018; Hallion ym. 2018).
TAS-20 (Toronto Alexithymia Scale) on itsearviointiin perustuva mittari, jossa aleksitymian kognitiivista dimensiota mitataan kolmella faktorilla: vaikeus tunnistaa tunteita (Difficulty Identifying Feelings, DIF), vaikeus kuvata tunteita (Difficulty Describing Feelings, DDF) ja ulkoapäin ohjautuva ajattelu (Externally-Oriented Thinking, EOT) (Bagby, Taylor, & Parker, 1994). 20 väittämän sopivuutta arvioidaan viisiportaisella Likertin asteikolla (1= Ei pidä lainkaan paikkansa, 5= Pitää täysin paikkansa). Raja-arvo, jonka perusteella henkilö voidaan luokitella aleksitymiseksi, on ≥ 61 pistettä (Taylor, 2000).
DERS-36 versio (Difficulties in Emotion Regulation Scale) on itsearviointiin perustuva mittari, jossa väittämien sopivuutta arvioidaan viisiportaisella Likertin asteikolla (1= Melkein ei koskaan, 5 = Lähes aina). Mittarin kuuden faktorin ratkaisussa tunteiden säätelyn vaikeus koostuu dimensioista: emotionaalisen tietoisuuden puute (Lack of Emotional Awareness, A), emotionaalisen selkeyden puute (Lack of Emotional Clarity, C), impulssikontrollin vaikeus (Impulse Control Difficulties, I), vaikeus ryhtyä tavoite-orientoituneisiin kognitioihin ja käyttäytymiseen emotionaalisessa ahdingossa (Difficulty in Goal-Behaviour, G), vaikeus hyväksyä emotionaalisia responsseja (Nonacceptance of Emotional Responses, N) sekä tehokkaiden tunteiden säätelystrategioiden puute (Limited Access to Regulation Strategies, S).
Korkeampi pistemäärä indikoi laajempaa vaikeutta tunteiden säätelyssä. (Hallion ym. 2018.)
Taulukko 3. Aleksisomia-mittarin väittämät Arimura ym. (2011) jaottelun mukaan
2.3. Tilastollinen analyysi
Aineiston tilastollinen analyysi suoritettiin käyttämällä tilastokäsittelyohjelmia IBM SPSS-25 ja SPSS AMOS. SPSS-ohjelman käytössä hyödynsimme Paillantin (2007) menetelmäopasta.
AMOS-ohjelman käytössä puolestaan hyödynsimme Byrnen (2010) menetelmäopasta.
Aineiston analysointi aloitettiin tarkastelemalla katoa. Yhteensä 16 osallistujaa (6%) jätti vastaamatta yhteen tai useampaan väittämään aleksisomia-mittarissa. Jokaisella mittarin muuttujalla oli vähintään neljä puuttuvaa arvoa. Puuttuvien arvojen määrät eivät poikenneet merkittävästi toisistaan. Ne vaihtelivat otoksessa 1.4 – 2.8% välillä. Katoa ei pystytty selittämään taustamuuttujilla, koska yhdenkään muuttujan puuttuvat arvot eivät olleet yli 5%
vastauksista. Täten t-testiä ei voitu suorittaa, minkä vuoksi emme voi tilastollisesti todeta sitä, johtuuko kato sattumasta vai ei.
Katoa DERS-vastauksissa oli enemmän, 30 osallistujan (11%) jättäessä vastaamatta yhteen tai useampaan väittämään. Jokaisella muuttujalla oli vähintään kahdeksan puuttuvaa arvoa. Katoa ei tässäkään tapauksessa analysoitu, koska puuttuvat arvot eivät ylittäneet 5% osuutta
vastauksista yhdelläkään muuttujista. Muuttujien puuttuvien arvojen määrät eivät myöskään poikenneet merkittävästi toisistaan, vaan vaihtelivat 2.8 – 4.9% välillä.
Yhteen tai useampaan TAS-20-mittarin väittämään jätti vastaamatta 25 osallistujaa (9%).
Jokaisella muuttujalla oli vähintään kahdeksan puuttuvaa arvoa. Puuttuvien arvojen määrät vaihtelivat 2.8% – 3.9% välillä, joten ne eivät poikenneet toisistaan huomattavasti. Katoa ei tässäkään tapauksessa voitu analysoida. Vaikka otoksen katoa ei kyetty käytettyjen mittareiden puuttuvien arvojen tutkimisessa tilastollisesti analysoimaan, kato vaikuttaa pienten ja tasaisten osuuksien valossa sattumanvaraiselta.
On perusteltua korvata puuttuvat arvot mittarissa vastaajan omalla keskiarvolla, kuin poistaa osa aineistosta analyysistä. Keskiarvokorvaus on perinteinen käytäntö puutuvien arvojen käsittelyssä. (Schafer & Graham, 2002.) Aleksisomia-, TAS-20- ja DERS-mittareiden vastauksien puuttuvat arvot korvattiin tilastollisia analyysejä varten vastaajan omalla keskiarvolla silloin, kun vastaaja oli vastannut yli 50% mittarin kysymyksistä. Jos osallistuja vastasi ainoastaan alle puoleen mittarin kysymyksistä, tämän vastaukset jätettiin pois tilastollisista analyyseistä.
Aleksisomia-mittarissa 13 vastaajan puuttuvat arvot korvattiin ja neljän vastaajan vastaukset jätettiin pois analyyseistä yllä mainitun säännön mukaisesti. TAS-20 mittarissa 16 vastaajan puuttuvat arvot korvattiin ja yhdeksän vastaajaa jätettiin pois. DERS-mittarissa 19 vastaajan puuttuvat arvot korvattiin ja 11 vastaajaa jätettiin pois.
Aineiston jakauman normaalisuutta tutkittiin Kolmogorov-Smirnovin testillä. Aineisto ei ole normaalisti jakautunut. Eksploratiivista faktorianalyysiä (EFA) käytettiin aleksisomia-mittarin muuttujien faktorirakenteen tutkimiseen. Eksploratiivinen faktorianalyysi valittiin pääkomponenttianalyysin sijaan, sillä EFA soveltuu paremmin latenttien muuttujien identifioimiseen mitattujen muuttujien varianssin taustalla (Fabrigar & Wegener, 2012).
Yksittäisten muuttujien selitysasteiden suurutta tutkittiin kommunaliteettejä tarkastelemalla.
Korrelaatiomatriisin sopivuutta tutkittiin KMO- ja Bartletin sfäärisyysteesteillä.
Konfirmatorista faktorianalyysiä (CFA) käytettiin testaamaan alkuperäisen aleksisomia-mittarin hypoteettisen faktorirakenteen sopivuutta aineistoomme sekä eksploratiivisessä faktorianalyysissä identifioimamme faktorirakenteen sopivuusindeksejä. Konfirmatorinen faktorianalyysi valittiin, koska sitä käytetään teorian toimivuuden tutkimiseen aineistossa (Osborne, 2008). Tarkastelimme sopivuusindekseistä erityisesti seuraavia: absolute/predictive
fit Chi-square (X2), comparative fit index (CFI), standardized root mean square (SRMR) ja root mean square error of approximation (RMSEA).
Mittareiden, ala-asteikkojen ja faktorien reliabiliteetteja arvioitiin Cronbachin α-kertoimella.
Yhteyksiä tutkittiin Spearmanin järjestyskorrelaatiokertoimen avulla. Korrelaatioiden tulkinnassa käytimme raja-arvoja: 0 ei yhteyttä, ±0.1-0.3 heikko, ±0.4-0.6 keskinkertainen,
±0.7-0.9 voimakas ja ±1 täydellinen lineaarinen yhteys (Dancey & Reidy, 2007).
Aleksitymisten, mahdollisesti aleksitymisten ja ei-aleksitymisten välisiä eroja aleksisomia- ja kokonaispisteissä tutkittiin Kruskall Wallisin-testillä. Aleksisomia-, TAS-20- ja DERS-mittareiden välistä yhteyttä tutkittiin lineaarisella regressioanalyysillä. Mediaatioanalyysillä tutkittiin välittäviä vaikutuksia eli mediaatioita yhteyksien välillä.