Internetverslawing: hanteringstyle, verwagtinge en behandelingsimplikasies (2014)

Matthias Brand^{1,2 *}, Christian Laier¹ en Kimberly S. Young³

• ¹Departement Algemene Sielkunde: Kognisie, Universiteit van Duisburg-Essen, Duisburg, Duitsland
• ²Erwin L. Hahn Instituut vir Magnetiese Resonans Imaging, Essen, Duitsland
• ³Sentrum vir Internetverslawing, Russell J. Jandoli Skool vir Joernalistiek en Massakommunikasie, St. Bonaventure Universiteit, Olean, NY, VSA

Internetverslawing (IA) het 'n ernstige geestesgesondheidstoestand in baie lande geword. Om die kliniese implikasies van IA beter te verstaan, het hierdie studie 'n nuwe teoretiese model statisties getoets wat onderliggende kognitiewe meganismes illustreer wat bydra tot ontwikkeling en instandhouding van die versteuring. Die model onderskei tussen 'n veralgemeende internetverslawing (GIA) en spesifieke vorme. Hierdie studie het die model op GIA op 'n populasie van algemene internetgebruikers getoets. Die bevindinge van 1019 gebruikers toon dat die veronderstelde strukturele vergelykingsmodel 63.5% van die variansie van GIA-simptome verduidelik het, soos gemeet deur die kort weergawe van die internetverslawingtoets. Deur sielkundige en persoonlikheidstoetsing te gebruik, toon die resultate dat 'n persoon se spesifieke kognisies (swak hantering en kognitiewe verwagtinge) die risiko vir GIA verhoog het. Hierdie twee faktore het die simptome van GIA bemiddel as ander risikofaktore teenwoordig was soos depressie, sosiale angs, lae selfbeeld, lae selfdoeltreffendheid en hoë stres kwesbaarheid om 'n paar areas te noem wat in die studie gemeet is. Die model toon dat individue met hoë hanteringsvaardighede en geen verwagting dat die internet gebruik kan word om positiewe of negatiewe bui te verhoog nie, minder geneig is om betrokke te raak by problematiese internetgebruik, selfs wanneer ander persoonlikheids- of sielkundige kwesbaarhede teenwoordig is. Die implikasies vir behandeling sluit in 'n duidelike kognitiewe komponent tot die ontwikkeling van GIA en die behoefte om 'n pasiënt se hanteringstyl en kognisie te assesseer en foutiewe denke te verbeter om simptome te verminder en by herstel betrokke te raak.

Inleiding

'n Problematiese gebruik van die internet is in 'n aantal studies geïdentifiseer en toon dat aanhoudende negatiewe gevolge soos werkverlies, akademiese mislukking en egskeiding voortgespruit het uit oormatige internetgebruik (vir resensies sien Griffiths, 2000a,b; Chou et al., 2005; Widyanto en Griffiths, 2006; Byun et al., 2009; Weinstein en Lejoyeux, 2010; Lortie en Guitton, 2013). Die kliniese relevansie van hierdie verskynsel neem toe in belangrikheid teen die agtergrond van hoë geraamde voorkomssyfers wat wissel van 1.5 tot 8.2% (Weinstein en Lejoyeux, 2010) of selfs tot 26.7%, afhangend van die skale wat gebruik word en kriteria wat toegepas word (Kuss et al., 2014).

Alhoewel die eerste beskrywing van hierdie kliniese probleem amper 20 jaar gelede is (Jong, 1996), word die klassifikasie steeds kontroversieel bespreek en gevolglik word verskeie terme in die wetenskaplike literatuur gebruik, wat wissel van "kompulsiewe internetgebruik" (Meerkerk et al., 2006, 2009, 2010), "Internetverwante probleme" (Widyanto et al., 2008), "problematiese internetgebruik" (Caplan, 2002), "patologiese internetgebruik" (Davis, 2001) na "Internetverwante verslawende gedrag" (Brenner, 1997), om net 'n paar te noem. In die afgelope 10 jaar het die meeste navorsers in hierdie veld egter die term "Internetverslawing" of "Internetverslawingversteuring" gebruik (bv. Johansson en Götestam, 2004; Blok, 2008; Byun et al., 2009; Dong et al., 2010, 2011, 2013; Kim et al., 2011; Purty et al., 2011; Young, 2011b, 2013; Young et al., 2011; Zhou et al., 2011; Cash et al., 2012; Hou et al., 2012; Hong et al., 2013a,b; Kardefelt-Winther, 2014; Pontes et al., 2014; Tonioni et al., 2014). Ons verkies ook die term "Internetverslawing (IA)," omdat onlangse artikels (sien bespreking in Brand et al., 2014) beklemtoon die parallelle tussen 'n oorbenutting van die internet en ander verslawende gedrag (bv. Grant et al., 2013) en ook substansafhanklikheid (sien ook Jong, 2004; Griffiths, 2005; Meerkerk et al., 2009). Daar is aangevoer dat meganismes wat verband hou met die ontwikkeling en instandhouding van substansafhanklikheid oorgedra kan word na 'n verslawende gebruik van internettoepassings (en ook ander gedragsverslawings), byvoorbeeld die aansporingssensitiseringsteorie van verslawing en verwante konsepte (bv. Robinson en Berridge, 2000, 2001, 2008; Berridge et al., 2009). Dit pas ook mooi by die komponentmodel oor verslawende gedrag (Griffiths, 2005).

Baie studies is gedoen oor sielkundige korrelate van IA, maar dit is gedoen - ten minste in die meeste gevalle - sonder om te onderskei tussen 'n veralgemeende internetverslawing (GIA) en 'n spesifieke internetverslawing (SIA; Morahan-Martin en Schumacher, 2000; Leung, 2004; Ebeling-Witte et al., 2007; Lu, 2008; Kim en Davis, 2009; Billieux en Van der Linden, 2012), alhoewel sielkundige meganismes anders kan wees, ook vir verskillende ouderdomsgroepe of toepassings wat gebruik word (Lopez-Fernandez et al., 2014). Ons studie ondersoek die bemiddelingseffekte van hanteringstyle en kognitiewe verwagtinge vir internetgebruik in die ontwikkeling en instandhouding van GIA ten einde by te dra tot 'n beter begrip van onderliggende meganismes en potensiële implikasies vir diagnostiese en behandeling.

Op 'n teoretiese vlak is dit reeds gepostuleer dat IA gedifferensieer moet word ten opsigte van die algemene internetgebruik (Griffiths en Wood, 2000) teenoor spesifieke tipes IA soos kuberseks, aanlynverhoudings, netto-dwang (bv. dobbel, inkopies), inligtingsoektog en aanlynspeletjies om 'n verslawing aan die internet te ontwikkel (bv. Young et al., 1999; Meerkerk et al., 2006; Blok, 2008; Brand et al., 2011). Slegs een subtipe, Internet Gaming Disorder, is egter ingesluit in die aanhangsel van die DSM-5 (APA, 2013). Die meeste studies het IA óf as 'n verenigde konstruk beoordeel óf slegs een spesifieke subtipe (in die meeste gevalle internetspeletjies) beoordeel. In sy kognitiewe-gedragsmodel, Davis (2001) ook onderskei tussen 'n veralgemeende patologiese internetgebruik (GIA) en 'n spesifieke patologiese internetgebruik (SIA). GIA is beskryf as 'n multidimensionele oorgebruik van die internet, wat dikwels gepaard gaan met tydvermorsing en nie-gerigte gebruik van die internet. Sosiale aspekte van die internet (bv. sosiale kommunikasie via sosiale netwerkwerwe) word veral gebruik (sien ook bespreking in Lortie en Guitton, 2013), wat veronderstel is om gekoppel te wees aan 'n gebrek aan sosiale ondersteuning vanlyn en sosiale tekorte wat 'n individu in nie-virtuele situasies ervaar. Daarbenewens is daar aangevoer dat proefpersone verskeie verskillende internettoepassings oormatig kan gebruik sonder om een ​​sekere gunsteling te hê, byvoorbeeld om speletjies te speel, pornografie te kyk, op inligtings- en/of inkopiewebwerwe te blaai, selfies te plaas, video's op videoplatforms te kyk, blogs te lees. van ander, ensovoorts. In hierdie geval kan 'n mens redeneer dat die individu verslaaf is aan die internet en nie aan die internet verslaaf is nie (maar sien ook bespreking in Starcevic, 2013). Davis voer aan dat een hoofverskil tussen GIA en SIA is dat individue wat aan GIA ly nie 'n soortgelyke problematiese gedrag sonder die internet sou ontwikkel het nie, terwyl individue wat aan SIA ly, soortgelyke problematiese gedrag binne 'n ander omgewing sou ontwikkel het. In beide vorme van verslawende gebruik van die internet, GIA en SIA, word voorgestel dat disfunksionele kognisies oor die self en oor die wêreld 'n fundamentele rol speel (Caplan, 2002, 2005).

Navorsing wat GIA aanspreek het getoon dat subjektiewe klagtes in die alledaagse lewe wat voortspruit uit internetgebruik, gekorreleer is met diverse persoonlikheidseienskappe. Daar is inderdaad getoon dat GIA gekoppel is aan psigopatologiese comorbiditeite, soos affektiewe of angsversteurings (Whang et al., 2003; Yang et al., 2005; Weinstein en Lejoyeux, 2010) sowel as die persoonlikheidseienskappe skaamheid, neurotisisme, stres kwesbaarheid, neigings om uit te stel en lae selfbeeld (Niemz et al., 2005; Ebeling-Witte et al., 2007; Hardie en Tee, 2007; Thatcher et al., 2008; Kim en Davis, 2009). Ook faktore van sosiale konteks, bv. gebrek aan sosiale ondersteuning of sosiale isolasie (Morahan-Martin en Schumacher, 2003; Caplan, 2007) en selfs eensaamheid in die opvoedkundige omgewing by adolessente (Pontes et al., 2014), blyk verwant te wees aan GIA. Verder is daar geargumenteer dat die gebruik van die internet as 'n instrument om problematiese of stresvolle lewensgebeure te hanteer, bydra tot die ontwikkeling van GIA (Whang et al., 2003; Tang et al., 2014). Persone met IA toon ook 'n hoë neiging tot impulsiewe hanteringstrategie (Tonioni et al., 2014). Sommige skrywers konseptualiseer selfs IA as 'n tipe hantering van die alledaagse lewe of daaglikse probleme (Kardefelt-Winther, 2014). Daar is nog net 'n paar eerste studies wat voorspellers van verskillende tipes SIA eksplisiet vergelyk het. Pawlikowski et al. (2014) berig dat skaamheid en lewensbevrediging verband hou met 'n verslawende gebruik van internetspeletjies, maar nie aan 'n patologiese gebruik van kuberseks of die gebruik van beide speletjies en kuberseks nie.

Gebaseer op vorige navorsing, veral op die argumente deur Davis (2001), en ook met inagneming van huidige literatuur oor neuropsigologiese en neurobeeldingsbevindinge by proefpersone wat op die internet verslaaf is, het ons onlangs 'n teoretiese model oor die ontwikkeling en instandhouding van GIA en SIA gepubliseer (Brand et al., 2014). Sommige aspekte wat in die model ingesluit is, is reeds genoem in die konteks van die gebruik van sosiale netwerkwebwerwe, byvoorbeeld die verwagting van positiewe uitkomste (Turel en Serenko, 2012). Dit is ook getoon dat 'n oormatige of verslawende gebruik van aanlynveilings verband hou met veranderinge in individue se oortuigings oor die tegniek en dit bepaal toekomstige gebruik en gebruiksvoornemens (Turel et al., 2011). Dit is in lyn met ons teoretiese model oor GIA, waarin ons aanvaar dat oortuigings of verwagtinge oor wat die internet vir 'n persoon kan doen, die gedrag beïnvloed, dit wil sê die internetgebruik, wat op sy beurt ook toekomstige verwagtinge beïnvloed. In ons model het ons egter gefokus op die bemiddelende rol van verwagtinge en hanteringstrategieë in die ontwikkeling en instandhouding van 'n GIA en spesifieke tipes SIA.

Vir die ontwikkeling en instandhouding van GIA, voer ons aan dat die gebruiker sekere behoeftes en doelwitte het wat bereik kan word deur sekere internettoepassings te gebruik. Gebaseer op vorige navorsing, het ons verskeie van daardie bevindinge ingesluit om 'n omvattende model te ontwikkel om hierdie elemente saam te bind. Aanvanklik word 'n persoon se kerneienskappe met IA geassosieer en sluit psigopatologiese aspekte, persoonlikheidsaspekte en sosiale kognisies in. In die eerste afdeling het ons psigopatologiese simptome ingesluit, veral depressie en sosiale angs (bv. Whang et al., 2003; Yang et al., 2005), disfunksionele persoonlikheidsfasette, soos lae selfdoeltreffendheid, skaamheid, stres kwesbaarheid en uitstelneigings (Whang et al., 2003; Chak en Leung, 2004; Caplan, 2007; Ebeling-Witte et al., 2007; Hardie en Tee, 2007; Thatcher et al., 2008; Kim en Davis, 2009; Pontes et al., 2014), en sosiale isolasie/gebrek aan sosiale ondersteuning (Morahan-Martin en Schumacher, 2003; Caplan, 2005) in die ontwikkeling van GIA. Ons het egter voorgestel dat die invloed van daardie persoon se primêre eienskappe en kognisies op die ontwikkeling van 'n verslawende gebruik van die internet bemiddel moet word deur sekere internetverwante kognisies, veral internetgebruikverwagtinge (Turel et al., 2011; Xu et al., 2012; Lee et al., 2014), en sekere strategieë om alledaagse lewensvereistes of daaglikse probleme te hanteer (Tang et al., 2014; Tonioni et al., 2014). In die derde afdeling van die model, as 'n gevolglike gedrag, as die gebruiker aanlyn gaan en versterking ontvang in terme van disfunksionele hantering van probleme of negatiewe bui en die persoon verwag dat internetgebruik hul aandag van probleme of negatiewe gevoelens sal aflei, hoe meer hulle sal waarskynlik na die internet wend om daardie gevoelens te ontsnap wat blyk uit 'n verlies aan beheer, swak tydsbestuur, drange en verhoogde sosiale probleme. Die rol van versterkings- en kondisioneringsprosesse is goed beskryf in die literatuur oor die ontwikkeling en instandhouding van substansverwante afwykings (bv. Robinson en Berridge, 2001, 2008; Kalivas en Volkow, 2005; Everitt en Robbins, 2006). Ons het ook aangevoer dat die positiewe en negatiewe versterking van hanteringstyl en internetgebruikverwagtinge agtereenvolgens lei tot 'n verlies van kognitiewe beheer oor die internetgebruik, wat bemiddel word deur prefrontale (uitvoerende) funksionering (Brand et al., 2014).

Alhoewel hierdie model goed pas by vorige literatuur oor sleutelbevindinge met betrekking tot sielkundige meganismes agter IA (sien oorsigte deur Kuss en Griffiths, 2011a,b; Griffiths, 2012) en ook met baie onlangse neuropsigologiese en neurobeelding-korrelate van GIA en verskillende tipes SIA (Kuss en Griffiths, 2012; Brand et al., 2014), benodig hierdie model steeds empiriese bewyse in terme van inkrementele geldigheid. In hierdie studie het ons daarop gemik om die hipoteses wat in die teoretiese model oor GIA hierbo uiteengesit is, te vertaal in 'n statistiese model op latente veranderlikes vlak en het die voorspeller en bemiddelaar effekte op die erns van GIA simptome getoets deur 'n grootskaalse internet populasie te gebruik. Met behulp van gevalideerde sielkundige en persoonlikheidsmaatreëls het ons eers 'n persoon se kernkenmerke beoordeel in die voorspelling van 'n oormatige en verslawende gebruik van die internet op 'n algemene manier. Deur 'n gevalideerde maatstaf van hantering en 'n nuut ontwikkelde maatstaf van internetgebruikverwagtinge te gebruik, het ons getoets of swak hanteringsvaardighede en internetgebruikverwagtinge (soos die gebruik van die internet om negatiewe gevoelens of onaangename situasies te ontsnap) die verband tussen die persoon se kernkenmerke en simptome van GIA.

Materiaal en metodes

Die geoperasionaliseerde model

Ons het eers die teoretiese model wat in die inleiding beskryf is en in die artikel geïllustreer deur Brand et al. (2014) in 'n toetsbare en geoperasionaliseerde statistiese model. Vir elk van die dimensies genoem in die teoretiese model, het ons ten minste twee manifeste veranderlikes gekies om 'n strukturele vergelyking model (SEM) op latente vlak te bou. Vir elke veranderlike het ons dan 'n spesifieke skaal (elk bestaande uit verskeie items, sien beskrywing van die instrumente hieronder) gebruik om die manifeste veranderlikes te operasionaliseer. Hierdie geoperasionaliseerde model as SEM op latente vlak word in Figuur getoon 1.

 

FIGUUR 1. Die geoperasionaliseerde model, insluitend hoofaannames van die teoretiese model oor GIA, oor latente dimensie.

onderwerpe

Met behulp van 'n omvattende aanlyn opname, het ons 1148 respondente gehad. Na uitsluiting van 129 deelnemers weens onvolledige data in die psigometriese skale, het die finale steekproef bestaan ​​uit N = 1019. Die deelnemers is gewerf deur advertensies, internetplatforms (Facebook-rekening van die span Algemene Sielkunde: Kognisie), e-poslyste aan studente van die Universiteit van Duisburg-Essen, en via pamflette in plaaslike kroeë en kroeë sowel as woord -van-mond aanbevelings. Die advertensies, e-posse en strooibiljette het 'n verklaring ingesluit dat deelnemers aan 'n raffle kan deelneem wat die kans het om een ​​van die volgende items te wen: (1) iPad, (2) iPad mini, (3) iPod nano, (4) ) iPod shuffle, 20 Amazon-geskenkbewyse (50 euro elk). Die studie is deur die plaaslike etiekkomitee goedgekeur.

Gemiddelde ouderdom van die finale steekproef was 25.61 jaar (SD = 7.37). Die steekproef het 625 (61.33%) vroue en 385 (37.78%) mans ingesluit (nege vrywilligers het nie hierdie vraag beantwoord nie). Met betrekking tot privaatlewensituasie het 577 deelnemers (56.62%) in 'n verhouding geleef of was getroud en 410 (40.24%) het aangedui dat hulle nie 'n huidige verhouding het nie (32 deelnemers het nie op hierdie vraag gereageer nie). Ten tyde van assessering was 687 deelnemers (67.42%) studente, 332 deelnemers (32.58%) het 'n gewone werk gehad (met ons sonder akademiese agtergrond). Van die hele steekproef het 116 deelnemers (11.4%) aan kriteria vir problematiese internetgebruik voldoen [afsnypunt >30 in die kort internetverslawingtoets (s-IAT), sien beskrywing van die instrument hieronder] en 38 deelnemers (3.7%) vir 'n patologiese gebruik van die internet (>37 in die s-IAT). Gemiddelde tyd spandeer op die internet was 972.36 min/week (SD = 920.37). Van die hele steekproef het 975 individue sosiale netwerk-/kommunikasiewerwe gebruik (M_min/week = 444.47, SD = 659.05), 998 individue (97.94%) het inligting op die internet gesoek (M_min/week = 410.03, SD = 626.26), 988 individue (96.96%) het winkelwerwe gebruik (M_min/week = 67.77, SD = 194.29), aanlyn speletjies is deur 557 deelnemers gebruik (54.66%, M_min/week = 159.61, SD = 373.65), is aanlyn dobbelary deur 161 deelnemers gedoen (15.80%, M_min/week = 37.09, SD = 141.70), en kuberseks is deur 485 individue gebruik (47.60%, M_min/week = 66.46, SD = 108.28). Wat die gebruik van veelvuldige internettoepassings betref, het 995 deelnemers (97.64%) gerapporteer dat hulle drie of meer van die internettoepassings wat hierbo genoem word op 'n gereelde basis gebruik.

Instrumente

Kort internetverslawingtoets (s-IAT)

Simptome van IA is geassesseer met die Duitse kort weergawe van die Internet Addiction Test (Pawlikowski et al., 2013), wat gebaseer is op die oorspronklike weergawe wat ontwikkel is deur Jong (1998). In die kort weergawe (s-IAT) moet 12 items op 'n vyfpuntskaal wat wissel van 1 (= nooit) tot 5 (= baie dikwels) beantwoord word, wat lei tot somtellings wat wissel van 12 tot 60, terwyl tellings > 30 dui op 'n problematiese internetgebruik en telling >37 dui op patologiese internetgebruik (Pawlikowski et al., 2013). Die s-IAT bestaan ​​uit twee faktore: verlies aan beheer/tydbestuur en drange/sosiale probleme (elk het ses items). Alhoewel die 12 items op twee faktore laai in beide verkennende en bevestigende faktoranalise (CFA; Pawlikowski et al., 2013), hulle vang die sleutelsimptome van IA vas, soos byvoorbeeld beskryf in die komponentmodel deur (Griffiths, 2005). Die eerste subskaal "verlies van beheer/tydsbestuur" bepaal hoe sterk 'n persoon ly aan tydbestuursprobleme in die alledaagse lewe as gevolg van sy/haar internetgebruik (bv. "Hoe dikwels verwaarloos jy huishoudelike take om meer tyd aanlyn deur te bring?" en "Hoe dikwels verloor jy slaap omdat jy laat in die nag aanlyn is?"). Items van hierdie subskaal evalueer ook negatiewe gevolge wat veroorsaak word deur die oormatige gebruik van die internet (bv. "Hoe dikwels ly jou grade of skoolwerk as gevolg van die hoeveelheid tyd wat jy aanlyn spandeer?"). Dit word ook gemeet of die proefpersone verlies aan beheer oor hul internetgebruik ervaar en as hulle probeer het om hul internetgebruik te verminder en misluk het (bv. "Hoe gereeld vind jy dat jy langer aanlyn bly as wat jy bedoel het?" en "Hoe gereeld probeer jy om die hoeveelheid tyd wat jy aanlyn spandeer, te verminder en misluk?”). Alle items meet nie die tyd wat aanlyn spandeer word nie, maar of individue 'n verlies aan beheer ervaar oor hul internetgebruik en probleme in die alledaagse lewe as gevolg van hul internetgebruik. Die tweede subskaal "drang/sosiale probleme" meet die uitwerking van oormatige internetgebruik op sosiale interaksies en beheptheid met die medium (bv. "Hoe dikwels voel jy besig met die internet wanneer jy vanlyn is, of fantaseer jy daaroor om aanlyn te wees?"). Items van hierdie subskaal assesseer ook interpersoonlike probleme (bv. Hoe gereeld raas, skree jy of tree jy geïrriteerd op as iemand jou pla terwyl jy aanlyn is?”) en buiregulering (bv. “Hoe dikwels voel jy depressief, buierig , of senuweeagtig wanneer jy vanlyn is, wat verdwyn sodra jy weer aanlyn is?). Alle items sluit die terme "Internet" of "aanlyn" in die algemeen in sonder om op 'n sekere toepassing te fokus. In die instruksie is die deelnemers ingelig dat alle vrae verband hou met hul algemene gebruik van die internet, insluitend alle toepassings wat gebruik word.

Die s-IAT het goeie psigometriese eienskappe en geldigheid (Pawlikowski et al., 2013). In ons steekproef was interne konsekwentheid (Cronbach se α) 0.856 vir die hele skaal, 0.819 vir die faktorverlies van beheer/tydbestuur en 0.751 vir die faktor drang/sosiale probleme.

Kort Simptoom Inventaris – subskaal depressie

Simptome van depressie is geassesseer met die Duitse weergawe (Franke, 2000) van die subskaal depressie van die Kort Simptoom Inventaris (Boulet en Boss, 1991; Derogatis, 1993). Die skaal bestaan ​​uit ses items wat depressiewe simptome vir die laaste 7 dae assesseer. Antwoorde moet gegee word op 'n vyfpuntskaal wat wissel van 0 (= glad nie) tot 4 (= uiters). Interne konsekwentheid (Cronbach se α) in ons steekproef was 0.858.

Kort Simptoom Inventaris – subskaal interpersoonlike sensitiwiteit

Simptome van sosiale angs en interpersoonlike sensitiwiteit is geassesseer met die Duitse weergawe (Franke, 2000) van die subskaal interpersoonlike sensitiwiteit van die Kort Simptoom Inventaris (Boulet en Boss, 1991; Derogatis, 1993). Die skaal bestaan ​​uit vier items en antwoorde moet gegee word op 'n vyfpuntskaal wat wissel van 0 (= glad nie) tot 4 (= uiters). Interne konsekwentheid (Cronbach se α) in ons steekproef was 0.797.

Selfagtingskaal

Selfagting is geassesseer deur die Selfagtingskaal (Rosenberg, 1965). Ons het hier die gewysigde Duitse weergawe (Collani en Herzberg, 2003), wat uit tien items bestaan. Die antwoorde moet gegee word op 'n vierpuntskaal wat wissel van 0 (= stem nie saam nie) tot 3 (= stem heeltemal saam). Interne konsekwentheid (Cronbach se α) in ons steekproef was 0.896.

Selfdoeltreffendheidskaal

Selfdoeltreffendheid is geassesseer deur die Selfdoeltreffendheidskaal (Schwarzer en Jerusalem, 1995), wat uit 10 items bestaan. Antwoorde moet gegee word op 'n vierpuntskaal wat wissel van 1 (= nie waar nie) tot 4 (= presies waar). Interne konsekwentheid (Cronbach se α) in ons steekproef was 0.863.

Trier Inventaris vir Chroniese Stres

Stres kwesbaarheid is gemeet deur die siftingsweergawe van die Trier Inventaris vir Chroniese Stres (TICS; Schulz et al., 2004). Die sifting bevat 12 items oor stresblootstelling in die afgelope 3 maande. Elke stelling moet op 'n vyfpuntskaal wat wissel van 0 (= nooit) tot 4 (= baie dikwels) beantwoord word. Interne konsekwentheid (Cronbach se α) in ons steekproef was 0.908.

Eenvormigheidskaal

Die kort weergawe van die Eensaamheidskaal (De Jong Gierveld en Van Tilburg, 2006) is gebruik om gevoelens van eensaamheid (subskaal emosionele eensaamheid, drie items) en waargenome sosiale ondersteuning (sosiale ondersteuning subskaal, drie items) te meet. Alle stellings moet op 'n vyfpuntskaal van 1 (= nee!) tot 5 (= ja!) beantwoord word. Interne konsekwentheid (Cronbach se α) in ons steekproef was 0.765 vir die subskaal emosionele eensaamheid en 0.867 vir die subskaal sosiale ondersteuning.

Kort COPE

Die Kort COPE (Carver, 1997) meet hanteringstyl in verskeie verskillende subdomeine. Ons het hier drie subskale van die Duitse weergawe gebruik (Knoll et al., 2005): ontkenning, middelgebruik en gedragsonttrekking. Elke subskaal is verteenwoordig deur twee items, wat op 'n vierpuntskaal beantwoord moes word wat wissel van 1 (= ek het dit glad nie gedoen nie) tot 4 (= ek het dit al baie gedoen). Interne konsekwentheid (Cronbach se α) in ons steekproef was 0.561 vir die subskaal ontkenning, 0.901 vir die subskaal stofgebruik en 0.517 vir die subskaal gedragsonttrekking. Aangesien die skale slegs uit twee items bestaan ​​en gegewe dat die instrument in verskeie valideringstudies gebruik is, insluitend verslae oor hertoetsbetroubaarheid, beskou ons die betroubaarheid as aanvaarbaar.

Internetgebruikverwagtingskaal

Om verwagtinge vir internetgebruik te evalueer, het ons 'n nuwe skaal ontwikkel wat – in die eerste weergawe – uit 16 items bestaan. Die items weerspieël 'n paar kernmotiverende faktore soos byvoorbeeld gerapporteer deur Xu et al. (2012) en ook deur Yee (2006). Die items is toegeken a priori tot twee skale (elk met agt items): Internetgebruiksverwagtinge wat positiewe versterking weerspieël (bv. "Ek gebruik die internet om plesier te ervaar") en dié wat negatiewe versterking weerspieël (bv. "Ek gebruik die internet om aandag van probleme af te lei"). Alle antwoorde is gegee op 'n sespuntskaal wat wissel van 1 (= stem nie saam nie) tot 6 (= stem heeltemal saam). Op grond van die data wat ons in hierdie studie ingesamel het (N = 1019), het ons 'n verkennende faktoranalise (EFA) uitgevoer. Horn's (1965) parallelle analise en die minimum gemiddelde gedeeltelike (MAP) toets (Velicer, 1976) is gebruik om die toepaslike aantal faktore te bepaal. Hierdie prosedure het gelei tot 'n stabiele twee-faktor oplossing. 'n EFA met hoofkomponent-analise en varimax-rotasie is dan uitgevoer om die struktuur van die Internet Use Expectancies Scale (IUES) te assesseer. Resultate van die EFA is afgesluit met 'n finale 8-item weergawe van die IUES met die twee-faktor struktuur oorblyfsels (Tabel 1). Met hierdie twee faktore het ons 'n variansieverduideliking van 63.41% waargeneem. Die eerste faktor bevat vier items met hoë beladings op die hooffaktor (>0.50) en lae beladings op die ander faktor (<0.20) en hou verband met positiewe verwagtinge, daarom het ons hierdie faktor "positiewe verwagtinge" genoem. Die tweede faktor bestaan ​​uit vier items met hoë ladings op die hooffaktor (>0.50) en lae ladings op die ander faktor (<0.20), en alle items wat verband hou met internetgebruik om negatiewe gevoelens of gedagtes te vermy of te verminder, so ons het dit genoem faktor "vermydingsverwagtinge." Beide faktore het goeie betroubaarheid (“positiewe verwagtinge”: Cronbach se α = 0.832 en “vermydingsverwagtinge” Cronbach se α = 0.756). Die twee faktore was beduidend gekorreleer (r = 0.496, p < 0.001) met 'n matige effek (Cohen, 1988).

 

TABEL 1. Faktorladings en betroubaarheid van die twee faktore van die IUES, gemiddeldes van die gegradeerde items en die itemnommers.

Om die faktorstruktuur van die instrument te verseker, het ons 'n bykomende steekproef van 169 proefpersone (gemiddelde ouderdom = 21.66, SD = 2.69; 106 vroue) geassesseer vir die toepassing van 'n CFA. Die CFA is gedoen met MPlus (Muthén en Muthén, 2011). Vir die evaluering van modelpassings het ons standaardkriteria toegepas (Hu en Bentler, 1995, 1999): Die gestandaardiseerde wortelgemiddelde kwadraatresidual (SRMR; waardes onder 0.08 dui goeie passing by die data aan), vergelykende passingsindekse (CFI/TLI; waardes bo 0.90 dui 'n goeie passing aan, waardes bo 0.95 'n uitstekende passing), en wortelgemiddelde kwadraat benaderingsfout (RMSEA; "toets van noue passing"; 'n waarde onder 0.08 met 'n betekeniswaarde onder 0.05 dui op aanvaarbare passing). Die CFA het die twee-faktor oplossing vir die IUES met goeie tot uitstekende pas parameters bevestig: Die RMSEA was 0.047, die CFI was 0.984, die TLI was 0.975, en die SRMR was 0.031. Die χ² toets was nie betekenisvol nie, χ² = 24.58, p = 0.137 wat aandui dat die data nie betekenisvol van die teoretiese model afgewyk het nie (twee faktore oplossing, soos in tabel getoon) 1).Hierdie monster is slegs vir die CFA ingesamel. Die data is nie by die verdere ontledings ingesluit nie.

Statistiese Analise

Statistiese standaardprosedures is uitgevoer met SPSS 21.0 vir Windows (IBM SPSS Statistics, vrygestel 2012). Pearson-korrelasies is bereken om te toets vir nul-orde verwantskappe tussen twee veranderlikes. Om die data vir uitskieters te beheer, het ons 'n normaalverspreide ewekansige veranderlike geskep met dieselfde gemiddelde standaardafwyking as wat ons in die s-IAT (algehele telling) gevind het. Hierdie ewekansige veranderlike behoort teoreties nie verwant te wees aan alle veranderlikes van belang nie, indien die korrelasies nie deur uitskieters in die data beïnvloed is nie. Alle korrelasies met die ewekansige veranderlike was baie laag, rs < 0.049, wat aandui dat daar geen wesenlik invloedryke uitskieters in enige van die skale in die finale steekproef was nie (N = 1019). Verder is spreidingsdiagramme tussen die veranderlikes visueel beheer. Weereens, geen uiterste uitskieters is gevind nie. Daarom is die ontledings met alle proefpersone uitgevoer.

Die SEM-analise is met MPlus 6 (Muthén en Muthén, 2011). Daar was geen ontbrekende data nie. Voordat die volledige model getoets is, is die passings van die latente afmetings ook getoets met behulp van CFA in MPlus. Vir beide, SEM en CFA, is maksimum waarskynlikheid parameter skatting toegepas. Vir die evaluering van modelpassings het ons die standaardkriteria (Hu en Bentler, 1995, 1999) soos reeds in die vorige afdeling beskryf. Vir die toepassing van bemiddelaarontleding was dit volgens Baron en Kenny (1986), dat alle veranderlikes wat in die bemiddeling ingesluit is met mekaar moet korreleer. Ons het ook gemodereerde regressies gebruik vir die ontleding van potensiële moderator-effekte as bykomende ontledings vir 'n alternatiewe konseptualisering van die hanteringskonsep.

Results

Beskrywende waardes en korrelasies

Die monsters se gemiddelde tellings in die s-IAT en alle ander skale wat toegepas is, kan in Tabel gevind word 2. Die gemiddelde s-IAT-telling van M = 23.79 (SD = 6.69) is redelik vergelykbaar met die telling gerapporteer deur Pawlikowski et al. (2013) vir 'n steekproef van 1820 proefpersone van die algemene bevolking (die gemiddelde s-IAT-telling was M = 23.30, SD = 7.25). Die tweeveranderlike korrelasies tussen die s-IAT (somtelling) en die tellings in die vraelyste en skale wat toegedien is, word in Tabel getoon 3.

 

TABEL 2. Gemiddelde tellings van die toegepasde skale.

 

TABEL 3. Tweeveranderlike korrelasies tussen die s-IAT (somtelling) en die tellings in die vraelyste wat toegedien is.

Latente dimensies van die voorgestelde model in bevestigende faktoranalise

Ten einde die voorgestelde teoretiese model sistematies te toets, het ons eers die faktormodel ontleed, wat beteken dat daar getoets is of die latente dimensies aanvaarbaar deur die manifeste veranderlikes verteenwoordig word. Daarom is CFA uitgevoer met die ses latente dimensies (een afhanklike dimensie, drie voorspeller dimensies, twee bemiddelaar dimensies). Die RMSEA was 0.066 met p < 0.001, die CFI was 0.951, die TLI was 0.928 en die SRMR was 0.041, wat 'n goeie modelpassing aandui.

Die eerste latente dimensie "simptome van GIA" is goed verteenwoordig deur die tellings in die twee faktore van die s-IAT (verlies aan beheer/tydsbestuur en drang/sosiale probleme) soos bedoel. Die eerste voorspellerveranderlike "psigopatologiese simptome" is beduidend verteenwoordig deur die twee subskale van die BSI (depressie en interpersoonlike sensitiwiteit). Die dimensie "persoonlikheidsaspekte" is goed verteenwoordig deur die drie veronderstelde manifeste veranderlikes (selfdoeltreffendheid, selfagting en stres kwesbaarheid) en die laaste voorspeller dimensie "sosiale kognisies" is goed verteenwoordig deur die twee subskale van die eensaamheidskaal (emosioneel). eensaamheid en sosiale ondersteuning). Resultate het getoon dat die eerste veronderstelde mediatordimensie "coping" goed verteenwoordig is deur die drie subskale van die COPE (ontkenning, dwelmmisbruik en gedragsonttrekking) en die tweede mediatordimensie "Internetgebruiksverwagtinge" is goed verteenwoordig deur die twee IUES-faktore ( positiewe verwagtinge en vermydingsverwagtinge).

Oor die algemeen het die CFA aangedui dat die latente dimensies aanvaarbaar deur die manifeste veranderlikes verteenwoordig word. Slegs in die dimensie wat die skaal hanteer, het dwelmmisbruik 'n swakker faktorlading (β = 0.424) maar steeds betekenisvol (p < 0.001) en dus voldoende, gegewe dat die algehele model goed by die data gepas het. Alle faktorladings en standaardfoute word in tabel getoon 4.

 

TABEL 4. Koëffisiënte van die manifeste veranderlikes se ladings op die latente dimensies, getoets met CFA in MPlus.

Die volledige struktuurvergelykingsmodel

Die voorgestelde teoretiese model oor latente dimensie met GIA as afhanklike veranderlike (gemodelleer deur die twee s-IAT faktore) het 'n goeie passing met die data opgelewer. Die RMSEA was 0.066 met p < 0.001, die CFI was 0.95, die TLI was 0.93, en die SRMR was 0.041. Die χ² toets was betekenisvol, χ² = 343.89, p < 0.001, wat normaal is gegewe die groot steekproefgrootte. Die χ² toets vir die basislynmodel was ook betekenisvol met 'n omvattend hoër χ² waarde, χ² = 5745.35, p < 0.001. Samevattend het die data goed by die voorgestelde teoretiese model gepas. Oor die algemeen is die groot deel van 63.5% van die variansie in GIA aansienlik verklaar deur die volle SEM (R² = 0.635, p < 0.001). Die model en alle direkte en indirekte effekte word in Figuur getoon 2.

 

FIGUUR 2. Resultate van die strukturele vergelyking model insluitend faktorladings van die latente afmetings, β-gewigte, p-waardes, en residue. ***p <0.001.

Al drie direkte effekte van die voorspellers op GIA was nie betekenisvol nie (Figuur 2). Maar let op dat die direkte effek van die latente veranderlike psigopatologiese aspekte effens versuim het om betekenis te bereik met p = 0.059. Hier moet in ag geneem word dat die β-gewig negatief was, wat aandui dat – indien mens die marginaal beduidende direkte effek sou interpreteer – hoër depressie en sosiale angs hand aan hand gaan met laer simptome van GIA as die indirekte effek van psigopatologiese aspekte oor die twee bemiddelaar veranderlikes (hantering en internet gebruik verwagtinge) is gedeeltelik. Die direkte effekte van die twee latente voorspellerveranderlikes psigopatologiese aspekte en persoonlikheid op beide latente bemiddelaar veranderlikes hantering en internetgebruikverwagtinge was betekenisvol. Daarenteen was die direkte effekte van die latente veranderlike sosiale kognisies op beide hanterings- en internetgebruikverwagtinge nie betekenisvol nie, wat beteken dat hierdie effekte nie betekenisvol was wanneer dit vir die effekte van die ander twee latente dimensies beheer word nie.

Die effekte van sosiale kognisies tot internetgebruikverwagtinge het egter effens versuim om betekenis te bereik p = 0.073. Die direkte gevolge van hantering tot GIA (p < 0.001) en van internetgebruikverwagtinge (p < 0.001) was betekenisvol met sterk effekgroottes.

Die indirekte effek van psigopatologiese aspekte oor die hantering van GIA was betekenisvol (β = 0.173, SE = 0.059, p = 0.003). Ook die indirekte effek van psigopatologiese aspekte oor internetgebruikverwagtinge op GIA was beduidend (β = 0.159, SE = 0.072, p = 0.027). Die indirekte effek van persoonlikheidsaspekte oor die hantering van GIA was ook betekenisvol (β = –0.08, SE = 0.041, p = 0.05), maar die effekgrootte was baie klein. Die indirekte effek van persoonlikheidsaspekte oor internetgebruikverwagtinge op GIA was betekenisvol (β = –0.160, SE = 0.061, p = 0.009). Beide indirekte effekte van sosiale kognisies oor hantering (β = 0.025, SE = 0.030, p = 0.403) en sosiale kognisie oor internetgebruikverwagtinge (β = –0.08, SE = 0.045, p = 0.075) tot GIA was nie betekenisvol nie. Die model met alle faktorladings en β-gewigte word in figuur getoon 2. Die latente dimensie psigopatologiese aspekte was beduidend gekorreleer met die latente dimensie persoonlikheidsaspekte (r = -0.844, p < 0.001) en met die latente dimensie sosiale kognisies (r = -0.783, p < 0.001). Die twee latente dimensies persoonlikheidsaspekte en sosiale kognisies is ook gekorreleer (r = 0.707, p <0.001).

Bykomende ontledings

Die model wat beskryf is, was die teoreties beredeneerde een en gevolglik dit wat ons eerste getoets het. Ons het egter daarna 'n paar bykomende modelle of dele van die model afsonderlik getoets om die onderliggende meganismes van GIA in meer detail beter te verstaan. Die eerste kwessie wat ons aangespreek het, was die effek van psigopatologie op GIA, omdat ons dit interessant gevind het dat die direkte effek, hoewel nie betekenisvol nie, negatief was in die SEM (sien Figuur 2), hoewel op die tweeveranderlike vlak, was die korrelasies positief. Die eenvoudige model met psigopatologiese aspekte (verteenwoordig deur BIS depressie en BSI sosiale angs) as voorspeller en GIA (verteenwoordig deur die twee s-IAT faktore) as afhanklike veranderlike het 'n goeie modelpassing gehad (alle pasindekse is beter as aanvaarbaar) en die effek was positief (β = 0.451, p < 0.001). Ons het ook die model sonder die twee bemiddelaars bereken, wat beteken dat psigopatologiese aspekte, persoonlikheidsaspekte en sosiale aspekte as direkte voorspellers gedien het en GIA die afhanklike veranderlike was (alle veranderlikes op latente vlak met dieselfde veranderlikes wat in die hele SEM gebruik word, sien Figuur 2). Die model sonder bemiddelaars het ook goeie passingsindekse gehad (met een uitsondering: die RMSEA was met 0.089 'n bietjie hoog) en die direkte effekte op GIA (die twee s-IAT faktore) was: effek van psigopatologiese aspekte op GIA β = 0.167, p = 0.122; effek van persoonlikheidsaspekte op GIA β = –0.223, p = 0.017; en effek van sosiale aspekte op GIA β = –0.124, p = 0.081. Let daarop dat die effek van psigopatologiese aspekte op GIA steeds positief is in hierdie model (maar nie betekenisvol nie) wanneer die effek beheer word vir die effekte van persoonlikheid en sosiale aspekte. Gesamentlik spreek die resultate van die algehele SEM vir 'n volledige bemiddeling van die effek van psigopatologiese aspekte op GIA deur die twee bemiddelaars (coping en verwagtinge), wat verder beklemtoon word deur die twee bykomende ontledings wat toon dat die positiewe effek op 'n tweeveranderlike vlak en in die eenvoudige model word verminder deur die insluiting van verdere veranderlikes as voorspellers.

Ons het hantering as 'n bemiddelaar teoreties gekonseptualiseer (Brand et al., 2014). Mens kan egter ook redeneer dat coping nie die effek van psigopatologiese aspekte bemiddel nie, maar as moderator optree. Om te verseker dat die konseptualisering van hantering as 'n bemiddelaar in plaas van 'n moderator gepas is, het ons addisioneel 'n paar moderator-ontledings bereken deur gebruik te maak van gemodereerde regressie-ontledings. Wanneer byvoorbeeld psigopatologiese aspekte as voorspeller, coping as moderator en s-IAT (somtelling) as afhanklike veranderlike gebruik word, verduidelik beide psigopatologiese aspekte (β = 0.267) en coping (β = 0.262) die variansie in die s-IAT aansienlik (beide p < 0.001), maar hul interaksie voeg nie betekenisvolle variansieverduideliking by nie (veranderinge in R² = 0.003, p = 0.067, β = -0.059) en die inkrement van die moderator effek is amper nul (0.3%).

Ons het ook ouderdom en geslag as potensiële veranderlikes beskou wat 'n effek op die struktuur van die model kan hê. Om dit te toets, het ons eers die tweeveranderlike korrelasies tussen ouderdom en alle ander veranderlikes bereken wat baie lae korrelasies tot gevolg gehad het. Daar was net een korrelasie met r = 0.21 (ouderdom en vermydingsverwagtinge), wat steeds 'n lae effek is (Cohen, 1988), en alle ander korrelasies het effekte gehad tussen r = 0.016 en r = 0.18 met die meeste wese r <0.15 en r < 0.10. Die korrelasie tussen ouderdom en die s-IAT was ook baie laag met r = –0.14 (hoewel betekenisvol by p < 0.01, wat duidelik is in so 'n groot steekproef). Samevattend, die vereistes vir die insluiting van ouderdom by die bemiddelingsmodel is nie nagekom nie (Baron en Kenny, 1986) en ons het besluit om nie ouderdom by 'n bykomende model in te sluit nie. Met betrekking tot geslag het ons groepe se gemiddelde tellings van alle skale wat gebruik is vergelyk en slegs een betekenisvolle groepverskil gevind (BSI sosiale angs, vroue het hoër tellings met 'n lae effek van d = 0.28, alle ander effekte was laer as 0.28, die effek vir die s-IAT-telling was d = 0.19). Ons het nietemin getoets of die modelstruktuur verskillend is vir vroue en mans deur middel van gemiddelde struktuuranalise in die SEM-analise. Dit beteken dat ons getoets het of die SEM (sien figuur 2) is gelyk vir manlike en vroulike deelnemers. Die H0 van hierdie toets is: teoretiese model = model vir die groep “mans” = model vir die groep “vroue”. Die passingsindekse was almal aanvaarbaar wat aandui dat die struktuur van die verhoudings nie betekenisvol verskil het vir mans en vroue nie. Die RMSEA was 0.074 met p < 0.001, die CFI was 0.93, die TLI was 0.91, en die SRMR was 0.054. Die χ² toets was betekenisvol, χ² = 534.43, p < 0.001, wat normaal is gegewe die groot steekproefgrootte. Die χ² toets vir die basislynmodel was ook betekenisvol met 'n omvattend hoër χ² waarde, χ² = 5833.68, p < 0.001. Die bydrae tot die χ² van die getoetsde model deur mans en vroue was vergelykbaar (χ² bydraes deur vroue = 279.88, χ² bydraes deur mans = 254.55). Alhoewel die algehele struktuur van die model nie aansienlik verskil vir mans en vroue nie, het ons die eenvoudige pad ondersoek en drie verskille gevind. Die pad van persoonlikheidsaspekte tot hantering was betekenisvol by mans (β = –0.437, p = 0.002), maar nie by vroue nie (β = –0.254, p = 0.161) en die effek van persoonlikheidsaspekte op verwagtinge was betekenisvol by mans (β = -0.401, p = 0.001), maar nie by vroue nie (β = –0.185, p = 0.181). Daarbenewens was die effek van psigopatologiese aspekte op verwagtinge betekenisvol by vroue (β = 0.281, p = 0.05), maar nie by mans nie (β = 0.082, p = 0.599). Alle ander effekte en die voorstelling van die latente dimensies was nie verskillend tussen mans en vroue nie en ook nie verskil van die algehele model wat in Figuur geïllustreer word nie. 2. Samevattend is die hele model wat getoets is geldig vir mans en vroue, alhoewel die negatiewe effek van persoonlikheidsaspekte op hantering en verwagtinge meer teenwoordig is by mans in vergelyking met vroue en die effek van psigopatologiese aspekte op verwagtinge is teenwoordig by vroue, maar nie by mans nie. .

Bespreking

Ons het 'n nuwe teoretiese model bekendgestel oor die ontwikkeling en instandhouding van 'n verslawende gebruik van die internet (Brand et al., 2014), wat gebaseer is op die hoofargumente deur Davis (2001) wat eers 'n differensiasie voorgestel het tussen 'n algemene oorgebruik van die internet (GIA) en 'n spesifieke verslawing aan sekere internettoepassings (SIA). In die huidige studie het ons die teoretiese model oor GIA in 'n geoperasionaliseerde model op latente vlak vertaal en die SEM statisties getoets deur 'n aanlyn-opname oor 'n internetpopulasie van 1019 respondente te gebruik. Ons het gevind dat 'n algehele goeie model pas by die data en die veronderstelde SEM, wat die hooffasette van die teoretiese model verteenwoordig en 63.5% van die variansie van GIA simptome soos gemeet deur die s-IAT (Pawlikowski et al., 2013).

Die model is die eerste wat elemente wat met IA geassosieer word, soos depressie, sosiale angs, lae selfbeeld, lae selfdoeltreffendheid en hoër stres kwesbaarheid saambind. Gebaseer op die klem van kognisies wat verband hou met die ontwikkeling van IA en verslawende gedrag in die algemeen (Lewis en O'Neill, 2000; Dunne et al., 2013; Newton et al., 2014), ondersoek die model of twee bemiddelaarveranderlikes (hanteringstyle en internetgebruikverwagtinge) die direkte effekte van die voorspellerveranderlikes (psigopatologie, persoonlikheid en sosiale kognisies) op die ontwikkeling van GIA beïnvloed. Resultate toon dat beide hanteringstyle en internetgebruikverwagtinge 'n beduidende rol speel.

Alle veranderlikes (voorspellers en bemiddelaars) wat in die model ingesluit is, was betekenisvol gekorreleer met die s-IAT-telling op 'n tweeveranderlike vlak. Dit stem basies ooreen met vorige navorsing oor tweeveranderlike verwantskappe tussen simptome van IA en persoonlikheidsaspekte, psigopatologiese simptome en ander persoonsveranderlikes, soos in die Inleiding genoem. In die SEM-analise was alle direkte effekte van die drie hoofvoorspellers (op latente dimensie) egter nie meer betekenisvol wanneer die veronderstelde bemiddelaars in die model ingesluit is nie. Dit beteken dat psigopatologiese aspekte (depressie, sosiale angs), persoonlikheidsaspekte (selfagting, selfdoeltreffendheid en stres kwesbaarheid) sowel as sosiale kognisies (emosionele eensaamheid, waargenome sosiale ondersteuning) nie simptome van GIA direk beïnvloed nie, maar dat hul invloed word bemiddel deur óf 'n disfunksionele hanteringstyl, óf internetgebruikverwagtinge, of albei. Psigopatologiese aspekte en persoonlikheidsaspekte voorspel egter beide disfunksionele hanteringstyl en internetgebruikverwagtinge aansienlik. Sosiale kognisies hou egter nie beduidend verband met hantering en verwagtinge nie, wanneer die relatiewe impak daarvan beheer word vir die effekte van psigopatologiese en persoonlikheidsaspekte (maar let op dat die drie voorspellers latente dimensies beduidend gekorreleer is en dat die effek van sosiale kognisies op internetgebruik verwagtinge het effens versuim om betekenis te bereik). Die direkte effekte van beide hanteringstyl en verwagtinge op simptome van GIA was beduidend. Samevattend bevestig die huidige studie, hoewel met 'n nie-kliniese populasie, nie net die vorige bevindinge oor die relevansie van hanteringstyl en die hantering van stresvolle lewensgebeure nie (Kardefelt-Winther, 2014; Tang et al., 2014; Tonioni et al., 2014) sowel as internetgebruikverwagtinge (Turel en Serenko, 2012; Xu et al., 2012; Lee et al., 2014) vir die ontwikkeling of instandhouding van simptome van GIA, maar beklemtoon uitdruklik die rol van hantering en verwagtinge as bemiddelaars in die proses onderliggend aan GIA.

Die model is getoets met 'n groot aanlyn populasie. Model moet getoets word met duidelik gedefinieerde kliniese monsters, soos behandeling-soekende individue. Die betekenis van die model sal meer robuust wees met 'n kliniese populasie om meer akkurate kliniese implikasies te trek. Alhoewel 11.3% van die steekproef 'n problematiese internetgebruik gerapporteer het en 3.7% hulself beskryf het as 'n verslawende internetgebruik, word hierdie studie slegs as 'n aanvanklike kyk beskou om te sien of die model werk en statistiese afleidings maak wat moontlik kliniese relevansie kan hê. As 'n nuwe model met statistiese betekenisvolheid wat 'n verskeidenheid sielkundige en persoonlikheidstoetse op aanlyngebruikers gebruik, kan 'n paar kliniese implikasies, wat toekomstige navorsing kan inspireer, egter met omsigtigheid gemaak word.

Eerstens, individue met disfunksionele hantering om probleme in hul lewe te hanteer en wat verwagtinge het dat die internet gebruik kan word om positiewe of negatiewe bui te verhoog, kan meer geneig wees om GIA te ontwikkel. Boonop was die uitwerking van psigopatologiese aspekte op beide disfunksionele hantering en internetgebruikverwagtinge positief, wat aandui dat hoër simptome van depressie en sosiale angs die risiko vir disfunksionele hanteringstrategieë kan verhoog en ook vir die verwagtinge dat die internet hulp bied vir die hantering van stres of negatiewe bui. Slegs wanneer hierdie prosesse in samewerking optree, wat die kombinasie van psigopatologiese simptome en hantering/verwagtinge beteken, lyk dit of die waarskynlikheid om die internet verslawend te gebruik, toeneem.

Tweedens, hoewel die aantal studies wat behandeling van GIA aanspreek beperk is, is die meta-analise gepubliseer deur Winkler et al. (2013) voer aan dat kognitiewe-gedragsterapie die metode van keuse is. Dit is veral gebaseer op die ontleding van behandelingseffekte op tyd spandeer aanlyn, depressie en angs simptome. Trouens, kognitiewe-gedragsterapie vir IA (CBT-IA; Jong, 2011a) is geïdentifiseer as die mees algemene vorm van behandeling van IA (Cash et al., 2012). Binne kognitiewe-gedragsbehandeling van GIA voorgestel deur Young (2011a), individuele eienskappe sowel as hantering en internetgebruik verwagtinge is reeds veronderstel om relevant te wees binne die behandeling van GIA, maar die empiriese bewyse was baie yl (bv. Jong, 2013).

Die bevindinge wat in hierdie studie aangebied word, verskaf nog 'n bron van bewyse om te wys dat kognitiewe-gedragsterapie en CBT-IA kan werk om IA te behandel. Die persoon se spesifieke kognisies (hanteringstyl en internetgebruikverwagtinge) bemiddel die impak van psigopatologiese simptome (depressie, sosiale angs), persoonlikheidseienskappe en sosiale kognisie (eensaamheid, sosiale ondersteuning) op GIA-simptome. Deur kognitiewe terapie te gebruik, moet 'n klem in assessering die identifisering van disfunksionele kognisies insluit wat aangespreek moet word. Dit wil sê, by ondersoek moet klinici die internetgebruikverwagtinge ondersoek om die behoeftes van die kliënt te verstaan ​​en watter maniere die kliënt glo die internet kan help om te bevredig.

Alternatiewelik dui bevindinge ook daarop dat terapie wanaangepaste kognisies wat verband hou met disfunksionele gebruik van die internet moet aanspreek. Hierdie bevindinge bevestig vroeëre studies wat getoon het dat wanaangepaste kognisies soos oorveralgemening, vermyding, onderdrukking, vergroting, wanaangepaste probleemoplossing of negatiewe selfkonsepte geassosieer word met verslawende internetgebruik (Jong, 2007). 'n Kliniese implikasie van hierdie bevindinge is dat terapie kognitiewe herstrukturering en herraamwerk moet toepas om gedagtes te bestry wat lei tot verslawende gebruik van die internet. Byvoorbeeld, 'n pasiënt wat aan GIA ly, kan tekens van sosiale angs en skaamheid hê en dus 'n paar vriende en ook probleme met ander by die skool. Sy mag dan dink dat kommunikasie met ander mense via sosiale netwerk-webwerwe haar sosiale behoefte bevredig sonder om die skrikwekkende situasionele aspekte van 'n "regte" sosiale interaksie te hê. Daarbenewens kan sy die verwagting hê dat ook die speel van 'n aanlyn speletjie haar aandag van die probleme by die skool kan aflei en dat aanlyn koop of inligting op die internet soek die gevoelens van eensaamheid kan verminder. Terapie sal haar daarop fokus om alternatiewe plekke by die skool of in die privaat lewe te sien waar sy agting kan opbou en sosiale behoeftes kan bevredig. As sy ophou om te regverdig dat die sosiale netwerk-webwerwe, speletjies en inkopiewebwerwe die enigste plekke is waar sy goed voel oor haar lewe en sy ander gesonder afsetpunte vind, hoe minder aangewese sal sy op die verskillende internettoepassings wees. Met die kennis van die rol wat kognisies speel in die ontwikkeling van GIA, kan kognitiewe terapie kliënte help om die aannames en interpretasies wat hulle aanlyn hou, te herstruktureer. Weereens, hierdie potensiële kliniese implikasies van die studie se resultate moet met omsigtigheid behandel word, aangesien dit in 'n behandeling-soekende, kliniese monster herhaal moet word.

Vanuit 'n breër perspektief verkry hierdie bevindinge egter insig in hoe terapeute spesifiek CBT-IA op internetverslaafde pasiënte kan toepas. Gedragsmodifikasie kan kliënte help om nuwe en meer funksionele hanteringstrategieë te ontwikkel en aan te pas om daaglikse moeite te hanteer. Terapie moet daarop fokus om kliënte te help om gesonder maniere van hantering te vind as om na die internet te wend. 'n Groot komponent van CBT-IA is gedragsterapie om kliënte te help om onderliggende kwessies wat bydra tot IA, spesifiek of veralgemeen (Jong, 2011a, 2013). Die bevindinge dui daarop dat die verbetering van hanteringsvaardighede die behoefte om aanlyn te gaan vir kliënte sal verminder. Alhoewel dit in 'n steekproef van die algemene bevolking bestudeer is, glo ons dat die bevinding dat hantering en verwagtinge bemiddelaars is in die ontwikkeling en instandhouding van GIA bydra tot 'n beter begrip van die meganismes van GIA en dat dit waarskynlik 'n paar behandelingsimplikasies het, soos hierbo genoem. . Nog 'n aspek wat nie in die huidige studie gefokus is nie, is die rol van prefrontale korteksintegriteit. Doeltreffendheid van CBT-IA kan ook afhang van die pasiënt se prefrontale funksionering, omdat die versterking van kognitiewe beheer van die internetgebruik in die loop van die terapie heel waarskynlik verband hou met uitvoerende funksies en ander hoër-orde kognitiewe prosesse. Dit is belangrik om in toekomstige studies aan te spreek, want mees onlangs is daar 'n paar artikels gepubliseer wat toon dat prefrontale korteksfunksies waarskynlik verminder word by pasiënte met IA (sien oorsig in Brand et al., 2014).

In ons steekproef was ouderdom omgekeerd gekorreleer met simptome van GIA, maar met 'n baie lae effekgrootte (wat slegs 1.96% van die variansie verduidelik). Met inagneming van onlangse artikels oor internetgebruik by ouer individue (bv. Eastman en Iyer, 2004; Vuori en Holmlund-Rytkönen, 2005; Campbell, 2008; Nimrod, 2011), kan 'n mens sekerlik ouderdomseffekte op verskeie aspekte van die gebruik van die internet uitsonder, soos die gebruik van motiewe en die manier waarop bejaardes pret en bevrediging op die internet ervaar. Aangesien bejaardes ook 'n groter kans het om uitvoerende disfunksies te ontwikkel as gevolg van prefrontale korteksveranderinge met toenemende ouderdom (Alvarez en Emory, 2006), wat ook gekoppel is aan besluitnemingsvermindering (Brand en Markowitsch, 2010), kan 'n mens spekuleer dat daardie ouer individue met bestuursvermindering, wat 'n groot hoeveelheid plesier op die internet ervaar, GIA kan ontwikkel. Dit word egter nie deur ons data verteenwoordig nie, aangesien ons steekproef nie ouer vakke ingesluit het nie. Toekomstige studies kan die spesifieke kwesbaarheidsfaktore wat verband hou met die risiko van GIA by ouer volwassenes ondersoek.

Geslag het nie die algehele struktuur van die model beïnvloed nie. In vorige artikels is geslagseffekte gevind vir spesifieke tipes IA, soos aanlyn speletjies (bv. Ko et al., 2005) en veral kuberseks (Meerkerk et al., 2006; Griffiths, 2012; Laier et al., 2013, 2014), maar daar is ook aangevoer dat beide geslagte oor die algemeen 'n risiko loop om 'n verslawende gebruik van die internet te ontwikkel (Young et al., 1999, 2011). In ons studie was die uitwerking van geslag op GIA, soos gemeet deur die s-IAT, baie laag (d = 0.19, sien resultate), wat aandui dat ten minste in 'n algemene populasie beide geslagte gelyke risiko loop om GIA te ontwikkel. Alhoewel geslag nie die algemene datastruktuur in die SEM beïnvloed het nie, was daar 'n paar verskille tussen mans en vroue met betrekking tot drie direkte effekte van voorspellerveranderlikes na die bemiddelaars. Soos in die resultate-afdeling opgesom, het psigopatologiese aspekte 'n effek gehad op verwagtinge by vroue, nie by mans nie, in die negatiewe effek van persoonlikheidsaspekte op hantering en verwagtinge is meer teenwoordig by mans as by vroue. Hierdie effekte pas by die literatuur oor geslagsverskille met betrekking tot depressie en sosiale angs (Sprock en Yoder, 1997; Moscovitch et al., 2005), sowel as selfagting en selfdoeltreffendheid (Huang, 2012). Die fasette wat die fokus van die studie is, naamlik die bemiddelingseffekte van hantering en verwagtinge en die belangrikheid daarvan vir GIA is egter nie deur geslag beïnvloed nie (sien resultate van die gemiddelde struktuuranalise). Dus, onafhanklik van hoe geslag sosiale angs, depressie of sommige persoonlikheidsaspekte kan beïnvloed, moet hantering en verwagtinge in CBT-IA in beide geslagte oorweeg word.

Ten slotte is daar verskeie beperkings van hierdie studie. Dit is 'n nuut ontwikkelde model wat verdere toetsing op 'n kliniese bevolking nodig het om die kliniese doeltreffendheid daarvan in behandeling ten volle te sien. Dit moet ook getoets word deur die langer weergawe van die IAT (Jong, 1998; Widyanto en McMurran, 2004) as 'n meer beproefde maatstaf in die literatuur. Ons het die korter weergawe gebruik gegewe die lengte van die assesseringsinstrument wat ons vir die hele model gebruik het, maar as hierdie werk met 'n kliniese steekproef herhaal word, sal dit voorgestel word om die IAT te gebruik saam met bykomende maatstawwe van IA, soos die Assessering van Internet en Rekenaarspeletjieverslawing as skaal (AICA-S) of kliniese onderhoud (AICA-C) ontwikkel en bekragtig met kliniese groepe deur (Wölfling et al., 2010, 2012). Verder het ons die Internetgebruiksverwagtingsvraelys vir die doeleindes van hierdie studie ontwikkel en getoets. Terwyl ons metodologies konserwatief en versigtig was in die ontwikkeling van die skaal, moet hierdie maatstaf op bykomende populasies vir geldigheid geëvalueer word en die vraelys benodig verdere empiriese toetsing in toekomstige studies. Bykomende en meer gedetailleerde skale en onderhoude moet ook op kliniese steekproewe toegepas word, aangesien die meeste van die fasette wat in ons studie geassesseer is, gemeet is met behulp van kort vraelyste met 'n beperkende aantal items, weens praktiese redes (tydsbeperking in die konteks van aanlyn opnames) . 'n Verdere potensiële probleem is dié van algemene metode variansie (Podsakoff et al., 2003). Ongelukkig is geen duidelike merkerveranderlike, wat teoreties nie verband hou met alle ander veranderlikes nie, om praktiese redes by die studie ingesluit (die opname het amper 25 min geneem, wat 'n kritieke drempel vir aanlyn opnames is). Alhoewel ons nie die effek van algemene metode-afwyking op die resultate kan uitsluit nie, argumenteer ons dat hierdie effek onwaarskynlik verantwoordelik is vir die hele datastruktuur wat gerapporteer is. Wanneer die tweeveranderlike korrelasies ondersoek word (Tabel 3) mens kan sien dat sommige daarvan baie laag is (bv. r = -0.08, r = -0.09, r = 0.12 ens.). Ons dink dat hierdie lae korrelasies 'n paar sagte wenke gee vir die aanname dat algemene metode-afwyking nie die hoofontledings dramaties beïnvloed nie. Nietemin moet die model getoets word met 'n sistematiese multi-eienskap-multi-metode benadering (Campbell en Fiske, 1959) in toekomstige studies.

Die huidige studie fokus op GIA, wat beteken dat die model op SIA, soos beskryf deur Brand et al. (2014), moet nog empiries getoets word. Verskillende vorme van SIA (bv. speletjies, aanlynpornografie of internetdobbelary) moet getoets word om te sien of hanteringsvaardighede en internetgebruikverwagtinge 'n soortgelyke rol speel in die ontwikkeling van die probleem. Dit is ook steeds 'n debat of die konsep van GIA hoofsaaklik voldoende is om die problematiese gedrag by pasiënte te dek. Ons het bewyse gevind vir die verband tussen selfgerapporteerde probleme wat verband hou met 'n onspesifieke gebruik van verskeie verskillende internettoepassings en die veranderlikes wat in die model voorgestel word. Die konsep van GIA is geoperasionaliseer deur die s-IAT-instruksie- en itemformulerings, maar ook deur die feit dat meer as 97% van die deelnemers berig het dat hulle gereeld drie of meer verskillende internettoepassings gebruik, soos kommunikasie, speletjies, dobbel, kuberseks, inkopies doen, of inligting soek. Vanuit 'n kliniese perspektief is dit nietemin 'n onderwerp van debat of GIA 'n rede kan wees om behandeling te soek of as behandeling-soekende pasiënte basies ly aan 'n verlies aan beheer oor die gebruik van slegs een sekere toepassing. Ons stel voor om hierdie punt in kliniese navorsing te oorweeg deur sistematies die kritiese gedrag in die konteks van die internetgebruik te ondersoek en te analiseer hoe gereeld die onbeheerde en verslawende gebruik van meer as een internettoepassing in kliniese monsters is. Boonop kon nie alle komponente wat in die teoretiese model oor GIA voorgestel is in hierdie studie ingesluit word nie. Bykomende persoonlikheidseienskappe of ander psigopatologiese afwykings kan byvoorbeeld in toekomstige studies ingesluit word.

Gevolgtrekking

Die hoofhipoteses van die model oor GIA word deur empiriese data ondersteun. Persoon se kernkenmerke hou verband met simptome van GIA, maar hierdie effekte word bemiddel deur persoon se spesifieke kognisies, in besonder hanteringstyl en internetgebruikverwagtinge. Hierdie kognisies moet aangespreek word in die behandeling van 'n verslawende gebruik van die internet.

Skrywer Bydraes

Matthias Brand het die eerste konsep van die referaat geskryf, toesig gehou oor die data-insameling en die data ontleed en geïnterpreteer. Christian Laier het veral bygedra tot die konseptualisering van die empiriese studie en data-insameling, en het die manuskrip hersien. Kimberly S. Young het die konsep geredigeer, dit krities hersien en intellektueel en prakties tot die manuskrip bygedra. Alle skrywers het uiteindelik die manuskrip goedgekeur. Alle skrywers is verantwoordelik vir alle aspekte van die werk.

Konflik van belangstelling

Die skrywers verklaar dat die navorsing gedoen is in die afwesigheid van enige kommersiële of finansiële verhoudings wat as 'n potensiële botsing van belange beskou kan word.

Erkennings

Ons bedank Elisa Wegmann en Jan Snagowski vir hul waardevolle bydraes tot die studie en die manuskrip. Hulle het ons aansienlik gehelp met die programmering van die aanlyn opname en die kontrolering van die data.

Verwysings

Geredigeer deur:

Ofir Turel, California State University, Fullerton en Universiteit van Suid-Kalifornië, VSA

Nagesien deur:

Aviv M. Weinstein, Hadassah Mediese Organisasie, Israel
Daria Joanna Kuss, Nottingham Trent Universiteit, Verenigde Koninkryk