'N Psigometriese benadering tot die assessering van die problematiese gebruik van aanlynpornografie en webwerwe op sosiale netwerke gebaseer op die konseptualisering van internet-spelstoornis (2020)

agtergrond

Die problematiese gebruik van aanlyn-speletjies, sosiale netwerke (SNS) en aanlynpornografie (OP) is 'n ontwikkelende probleem. In teenstelling met die problematiese gebruik van SNS en OP, is Internet gaming disorder (IGD) opgeneem in die nuwe uitgawe van die Diagnostiese en statistiese handleiding van geestesversteurings (DSM-5) as voorwaarde vir verdere studie. Die huidige studie het die kriteria vir IGD aangepas by die problematiese gebruik van SNS en OP deur 'n gevalideerde vraelys vir IGD (Internet Gaming Disorder Questionnaire: IGDQ) te wysig en die psigometriese eienskappe van die gewysigde weergawes, SNSDQ en OPDQ, te ondersoek.

Metodes

Twee aanlynmonsters (SNS: n = 700, 25.6 ± 8.4 jaar, 76.4% vroulik; OP: n = 700, 32.9 ± 12.6 jaar, 76.7% mans) het die SNSDQ / OPDQ, die Kort Simptoom Inventaris (BSI) en die kort internetverslawingstoets (sIAT) voltooi en inligting verskaf oor hul SNS / OP gebruik. Standaarditem- en betroubaarheidsontledings, verkennende en bevestigende faktorontledings en korrelasies met die sIAT is bereken. Probleematiese en nie-problematiese gebruikers is vergelyk.

Results

Die interne konsistensie was ω_ordinale = 0.89 (SNS) en ω_ordinale = 0.88 (OP). Die verkennende faktorontledings het een faktor vir beide vraelyste gehaal. Bevestigende faktorontledings het die resultate bevestig. Die SNSDQ / OPDQ-tellings korreleer sterk met die sIAT-tellings en matig met die SNS / OP-gebruikstyd. Van die gebruikers lê 3.4% (SNS) en 7.1% (OP) bo die afsnypunt vir problematiese gebruik. Probleematiese gebruikers het hoër sIAT-tellings gehad, die toepassings langer gebruik en meer sielkundige nood ervaar.

Gevolgtrekking

In die geheel dui die resultate van die studie aan dat die aanpassing van die IGD-kriteria 'n belowende benadering is om problematiese SNS / OP-gebruik te meet.

In 2017 het 3.5 miljard mense die internet gebruik [1]. Van die vele maniere om dit te gebruik, is aanlyn-speletjies, sosiale netwerke (SNS) en aanlynpornografie (OP) veral gewild. Al hierdie toepassings word ondersoek, aangesien die problematiese gebruik daarvan gekoppel is aan sielkundige nood en probleme met werk, akademiese prestasie en interpersoonlike verhoudings [2,3,4,5,6,7]. Met die insluiting daarvan in die bylae van die vyfde uitgawe van die Diagnostiese en statistiese handleiding van geestesversteurings (DSM-5), Internetspelversteuring (IGD) is erken as 'n wanorde wat verdere ondersoek regverdig [8]. Dit was die eerste stap in die opstel van gestandaardiseerde kriteria daarvoor. Die 9 kriteria is gebaseer op dié vir dwelmgebruiksversteurings en dobbelversteuring en moet die afgelope twaalf maande vervul word: (12) besig met spel, (1) onttrekking as hulle nie in staat is om te speel nie, (2) verdraagsaamheid, (3) mislukking om die hoeveelheid spel te stop / te verminder, (4) opgee vir ander aktiwiteite ten gunste van spel, (5) aanhou speel ondanks probleme, (6) ander te bedrieg oor die hoeveelheid daarvan, (7) spel om slegte buie te ontsnap en (8) ) die gevaar van 'n belangrike verhouding, 'n beroep of opvoeding as gevolg van spel.

Terwyl IGD in die DSM-5 opgeneem is as 'n voorwaarde vir verdere studie, was die problematiese gebruik van SNS's en OP nie. Petry en O'Brien (2013) [9] argumenteer dat daar 'n tekort aan empiriese bewyse en teenstrydigheid is in studies wat hierdie kwessies ondersoek (SNS en OP). Nietemin is daar 'n voortdurende debat oor die bestaan, klassifikasie en diagnose van die problematiese gebruik van spesifieke internet-toepassings soos SNS's of OP [10] en 'n groeiende aantal studies dui op die relevansie van problematiese gebruik van SNS en OP [3, 5, 11, 12], nie die minste nie as gevolg van hul assosiasie met verhoogde vlakke van sielkundige nood. Dit kan selfs simptome van psigiatriese afwykings soos depressie, angsversteurings, aandagafleibaarheid en hiperaktiwiteitsversteuring of obsessiewe-kompulsiewe versteuring insluit.2, 11, 13,14,15].

Evaluering van die problematiese gebruik van SNS en OP

Daar is 'n aantal verskillende diagnostiese instrumente om 'n problematiese gebruik van SNS en OP te assesseer. Die meeste daarvan is óf gebaseer op die diagnostiese kriteria vir gedragsverslawing (SNS: bv. Bergen Social Media Addiction Scale [16] | OP: bv. Problematiese verbruiksskaal van pornografie [17]) of die internetverslawingstoets [18] (SNS: bv. Verslawende tendense in die rigting van SNS's-skaal [19] | OP: sIAT-seks [20]). Let daarop dat dit geensins 'n volledige opsomming van alle diagnostiese instrumente is nie. Vir 'n gedetailleerde oorsig, kyk Andreassen (2015) [2] vir SNS en Wéry & Billieux (2017) [21] vir OP. Daar is geen tekort aan goed-gevalideerde instrumente nie, maar die volgende probleme bly steeds: (i) verskillende teoretiese konseptualisering van problematiese SNS- en OP-gebruik met die gevolg dat (ii) dat geen eenvormige, gestandaardiseerde kriteria beskikbaar is om die problematiese gebruik van die drie te beoordeel nie die belangrikste spesifieke aanlyn-toepassings (Gaming, SNS, OP) op 'n vergelykende manier.

Die mees onlangse teoretiese model vir spesifieke afwykings op die internetgebruik is die I-PACE-model [22]. Dit is gebaseer op empiriese bevindings en integreer vorige teoretiese oorwegings van ander modelle op die gebied van gedragsverslawing, soos die sindroommodel [23] of die komponente-model van verslawing [24]. Die I-PACE-model veronderstel dat die etiologie van problematiese gebruik dieselfde is vir verskillende internet-toepassings. Daarom word voorgestel dat uniforme diagnostiese kriteria op alle toepassings toegepas word, waardeur die diagnostiese kriteria gestandaardiseer word en dat die voorkomssyfer daarvan vergelyk kan word. Aangesien die American Psychiatric Association reeds gestandaardiseerde kriteria vir IGD voorgestel het, stel dit homself voor om hierdie kriteria toe te pas op die problematiese gebruik van ander internet-toepassings, en daar is verskeie navorsers wat met hierdie benadering saamstem [25,26,27]. Sommige studies het hierdie benadering al gebruik om psigometriese instrumente te ontwikkel om problematiese internetgebruik te assesseer [26, 28, 29] Na die beste van die skrywers se kennis is daar egter slegs een studie wat hierdie benadering gebruik het vir die problematiese gebruik van SNS [27] en niemand vir die problematiese gebruik van OP nie.

Doel van die huidige studie

Daarom was die doel van hierdie studie om te ondersoek in watter mate die konseptualisering van die Internet Gaming Disorder by die problematiese gebruik van SNS en OP aangepas kan word. Petry et al. (2014) [30] - wat lede was van die werkgroep vir substansgebruiksversteuring wat aanbeveel om IGD by die DSM-5 op te neem - het 'n vraelys gepubliseer (Internet Gaming Disorder Questionnaire: IGDQ) om IGD te beoordeel. Vir hierdie studie het ons die Duitse weergawe gebruik, wat deur Jeromin, Barke en Rief (2016) gevalideer is [31] en dit aangepas vir problematiese SNS- en OP-gebruik deur die artikels te herformuleer (sien die afdeling 'Maatreëls' vir meer inligting). Om die begrip van die IGD 'n bruikbare beginpunt vir die beoordeling van die problematiese gebruik van SNS en OP te bepaal en te evalueer, het ons die psigometriese eienskappe van die twee gewysigde weergawes, die SNSDQ en OPDQ, ondersoek.

Deelnemers en prosedure

Die gegewens is via 'n aanlynopname (Oktober 2017 - Januarie 2018) versamel. Die skakel na die vraelys is na algemene (bv. Reddit) en toepassingsspesifieke internetforums (bv. Facebook-groepe), SNS en poslyste geplaas. Aanvanklik het die deelnemers aangedui of hulle hoofsaaklik SNS of OP gebruik en na die ooreenstemmende vraelys (SNS / OP) herlei word. As aansporing kon deelnemers een van die vyf geskenkbewyse vir 'n aanlynwinkel wen (koopwaarde: € 20). Die insluitingskriteria was: ingeligte toestemming, ouderdom ≥ 18 jaar. Uitsluitingskriteria was: geen moedertaalspreker (Duits) nie, persentasie aanlyn tyd spandeer met behulp van SNS's / OP ≤5%.

SNS-voorbeeld

Altesaam 939 deelnemers het aan die insluitingskriteria voldoen. Hiervan moes 239 (25.45%) uitgesluit word: 228 omdat hulle data vir die SNSDQ ontbreek het, 7 omdat hulle nie daarin geslaag het om ernstige inligting te verstrek nie (bv. Klingon as moedertaal) en 4 omdat hulle 'n onrealisties vinnige beantwoordingstyd gehad het ( 2 SD's onder die gemiddelde tyd). Uiteindelik is data van 700 deelnemers geanaliseer (tabel 1).

OP-voorbeeld

Altesaam 1858 deelnemers het aan die insluitingskriteria voldoen. Hiervan moes 669 (36.01%) uitgesluit word: 630 omdat hulle data vir die OPDQ ontbreek het, 25 omdat hulle klaarblyklik vals inligting verskaf het, 9 weens 'n onrealisties vinnige beantwoordingstyd en 5 weens kommentaar wat daarop dui dat hulle versuim het om verstaan ​​die opname. Om die statistiese vergelykbaarheid van die twee subvoorbeelde (SNS / OP) te verhoog, is 'n ewekansige steekproef van 700 deelnemers uit die oorblywende 1189 getrek. Uiteindelik is data van 700 deelnemers geanaliseer (Tabel 1).

maatreëls

Sosio-demografiese inligting

Inligting oor geslag, ouderdom, onderwys, diens en verhoudingstatus is versamel.

Inligting rakende algemene en spesifieke internetgebruik

Die deelnemers het berig hoeveel tyd (ure) hulle in 'n tipiese week aanlyn spandeer. Daarbenewens het hulle spesifieke inligting verskaf rakende hul SNS- of OP-gebruik, soos watter SNS / OP-webwerwe hulle meestal gebruik en hoe lank hulle SNS's of OP gebruik (ure / week).

Probleme gebruik

Met die Duitse weergawes van die SNSDQ en OPDQ is die neiging tot problematiese SNS- of OP-gebruik beoordeel. Hierdie vraelyste is gewysigde weergawes van die IGDQ. Die IGDQ bestaan ​​uit nege items, wat die ooreenstemmende DSM-5-kriteria vir IGD weerspieël. Dit het 'n digotome responsformaat wat bestaan ​​uit 'nee' (0) en 'ja' (1). Die telling word verkry deur die antwoorde by te voeg (telling: 0–9). 'N Telling van ≥ 5 is gedefinieer as die afsnypunt vir die diagnose van IGD [30]. Vir die aanpassing van SNS en OP, is die oorspronklike artikels herformuleer deur alle verwysings na aanlyn-speletjies met verwysings na SNS of OP te vervang. Byvoorbeeld, 'Voel u rusteloos, prikkelbaar, humeurig, kwaad, angstig of hartseer as u probeer om SNS af te sny of op te hou of as u SNS nie kan gebruik nie?' in plaas van 'Voel u rusteloos, prikkelbaar, humeurig, kwaad, angstig of hartseer as u probeer speel of ophou speel of as u nie kan speel nie?'

Kort internetverslawingstoets

Die sIAT is 'n kort weergawe van die internetverslawingstoets en bestaan ​​uit 12 stellings wat moontlike simptome van problematiese internetgebruik uitdruk (soos: 'Hoe gereeld vind u dat u' net 'n paar minute 'sê terwyl u aanlyn is?') [18]. Vir ons studie het ons die goedgekeurde Duitse weergawe gebruik en die items wat vir SNS en OP gebruik word, herformuleer (bv. 'Hoe gereeld probeer u die hoeveelheid tyd wat u spandeer om aanlyn pornografie te kyk en te misluk, verminder') [32]. Die deelnemers moet die frekwensie waarmee hulle elke simptoom die afgelope week ervaar het beoordeel op 'n 5-punt skaal wat wissel van 1 ('nooit') tot 5 ('baie gereeld'). In die gevolglike somtelling (12–60 punte) dui hoër tellings op meer problematiese gebruik. Die interne konsistensie van die aangepaste skale in die huidige studie was goed (SNS: ω = 0.88 | OP: ω = 0.88).

Kort simptome voorraad

Die Duitse weergawe van die Brief Symptom Inventory (BSI) is gebruik om klinies relevante simptome van die deelnemers te identifiseer [33, 34]. Die BSI bestaan ​​uit 53 stellings wat simptome van sielkundige nood uitdruk (soos: 'Hoeveel was u benoud in die afgelope 7 dae deur gespanne of opgeskort te voel?'). Die items word beantwoord op 'n 5-punt skaal wat wissel van 0 ('glad nie') tot 4 ('uiters'). Die totale telling wissel tussen 0 en 212, met hoër tellings wat 'n hoër vlak van nood aandui. Die interne konsekwentheid in die huidige monsters was uitstekend, met ω = 0.96 (SNS) en ω = 0.96 (OP).

Data-analise

Statistiese ontledings is uitgevoer met behulp van SPSS 24 (IBM SPSS Statistics), SPSS Amos, R weergawe 3.5.1 [35] en FAKTOR vir die verkennende faktoranalise (EFA) [36]. Vir die standaardanalise vir elke vraelys, die SNSDQ en die OPDQ, is itemprobleme en item-totale korrelasies bereken. As 'n maatstaf van betroubaarheid is koëffisiënt omega of ordinaal omega (in geval van binominale data) bereken. Hierdie koëffisiënte word aanbeveel as 'n meer akkurate alternatief vir Cronbach se alfa, veral as die aanname van tau-ekwivalensie oortree word [37,38,39,40]. Wat die geldigheid betref, het ons die faktorstrukture ondersoek deur EFA's en bevestigende faktoranalises (CFA) uit te voer. Hiervoor is elke monster (SNS en OP) willekeurig in twee ondermonsters verdeel (SNS1, SNS2 en OP1, OP2; elk ondervoorbeeld: n = 350). Die submonsters SNS1 en OP1 is gebruik vir die EFA's en SNS2 en OP2 vir die CFA's. Alle ander berekeninge is gebaseer op die totale monsters. Om te toets of die submonsters verskil in sleutelveranderlikes (ouderdom, SNSDQ / OPDQ-telling), is onafhanklike t-toetse uitgevoer. Om vas te stel of die data geskik is vir EFA, is die Kaiser – Meyer – Olkin-toets (KMO) en Bartlett se sferiteitstoets gebruik. As gevolg van die digotome responsformaat van die SNSDQ en die OPDQ, het die EFA's Jeromin et al gevolg. (2016) [31] en tetrachoriese korrelasies gebruik as invoer- en ongeweegde minste vierkante as die berekeningsmetode [41]. Die aantal faktore wat onttrek moet word, is bepaal met behulp van Velicer se MAP-toets [42].

'N CFA is op SNS2 en OP2 uitgevoer om die faktoroplossing te toets. Die modelparameters is geskat met behulp van maksimum waarskynlikheidsberamings. Weens die oortreding van die normaanname is Bollen-Stine Bootstrapping toegepas [43]. Om die modelpassing te evalueer, is die vergelykende pasindeks (CFI), wortelgemiddelde kwadraatfout van benadering (RMSEA) en gestandaardiseerde wortelgemiddelde kwadraatresidu (SRMR) bereken. Volgens Hu en Bentler (1999) [44], is die afsnykriteria vir 'n aanvaarbare modelpas 'n CFI van> 0.95, 'n RMSEA tussen 0.06 en 0.08 en 'n SRMR van <0.08.

Bivariate verwantskappe tussen die SNSDQ- en OPDG-tellings en die tyd wat bestee word aan die gebruik van die internet in die algemeen, die tyd wat spandeer word met die voorkeurtoepassing (SNS / OP) en die sIAT-tellings is met Pearson-korrelasies getoets.

Om 'n eerste aanduiding van diagnostiese geldigheid te gee, het ons probleemgebruikers met nie-problematiese gebruikers vergelyk. Analoog aan die IGDQ, is gebruikers met 'n punt van> 5 punte as problematiese gebruikers gekategoriseer en alle ander gebruikers as nie-problematies [30, 31]. Onafhanklike t-toetse (in die geval van ongelyke afwykings: Welch se toetse) is bereken om die groepe met betrekking tot ouderdom, tyd wat spandeer is met die internet, tyd spandeer met behulp van hul voorkeur-toepassing en sIAT- en BSI-tellings te vergelyk. As gevolg van die ongelyke groepgroottes, het Hedges ' g word gerapporteer as 'n maatstaf van die effekgrootte [45]. 'N Effek van g = 0.20 word as klein beskou, g = 0.50 as medium en g = 0.80 so groot [45].

SNS-, OP- en internetgebruik

SNS

Die deelnemers het die internet gemiddeld gebruik vir 20.9 ± 14.8 uur per week en SNS's vir 9.4 ± 10 uur per week (44% van die totale aanlyn tyd), met Facebook die gewildste SNS (n = 355; 50.7%), gevolg deur Instagram (n = 196; 28%) en YouTube (n = 74; 10.6%). Die gemiddelde SNSDQ- en sIAT-tellings was 1.2 ± 1.5 en 23.6 ± 7.3 punte. Oor die algemeen het 24 deelnemers (3.4%) 'n SNSDQ-telling van ≥5 punte gehad en dus bo die afsnyding vir problematiese gebruik gelê (sien Fig. 1 vir besonderhede). Die gemiddelde BSI-telling vir al die deelnemers was 9.8 ± 16.7.

Persentasie deelnemers wat aan verskillende kriteria van die gewysigde IGDQ (SNS en OP) voldoen

Volledige grootte prent

OP

Die deelnemers het die internet gemiddeld vir 21.9 ± 15.6 uur per week gebruik en OP vir 3.9 ± 6.1 uur per week verbruik (18.9% van die totale aanlyn tyd). Die gewildste vorm van OP was video's (n = 351; 50.1%), gevolg deur foto's (n = 275; 39.3%) en webkameras (n = 71; 10.1%). Die gemiddelde OPDG- en sIAT-tellings was 1.5 ± 1.7 en 22.3 ± 7.9. Altesaam 50 deelnemers (7.1%) behaal 'n OPDQ-telling bo die afsnypunt van ≥ 5 punte (sien Fig. 1 vir besonderhede). Die gemiddelde BSI-telling by al die deelnemers was 25.6 ± 27.6.

Itemontleding en interne konsekwentheid

Die resultate van die itemanalises word in tabelle aangebied 2 en 3.

SNS

Vir die SNS-weergawe het item 7 die laagste endossement (aantal bevestigende antwoorde (naa) = 21), terwyl item 6 die hoogste gehad het (naa = 247). Dit word vertaal in 'n itemprobleem van p_i = 0.03 (item 7) en p_i = 0.35 (item 6), met 'n gemiddelde probleem in alle items van p_i = 0.13. Die gekorrigeerde item-totale korrelasies het gewissel van r_ITC = 0.28 (item 3) tot r_ITC = 0.39 (items 4, 5 en 6), met 'n gemiddelde van r_itc = 0.36. Die interne konsekwentheid was ω_ordinale = 0.89, en die skaal sou nie baat gevind het by die verwydering van enige item nie.

OP

In die OP-weergawe van die vraelys het item 9 (naa = 24) die laagste endossementkoers gehad, terwyl item 7 die hoogste gehad het (naa = 286). Die gemiddelde probleem was p_i = .17, met item 9 die meeste (p_i = 0.03) en item 7 (p_i = 0.41) die minste moeilik. Die gekorrigeerde item – totale korrelasies het gewissel tussen r_ITC = 0.29 (item 7) en r_ITC = 0.47 (item 5), met 'n gemiddelde gekorrigeerde item – totale korrelasie van r_ITC = 0.38. Die interne konsekwentheid was ω_ordinale = 0.88. Die verwydering van items sou nie die interne konsekwentheid verhoog het nie.

Faktor struktuur

Die subvoorbeelde (SNS1 vs. SNS2; OP1 vs. OP2) het nie verskil ten opsigte van ouderdom, geslag, internetgebruik, SNS / OP-gebruik, sIAT, SNSDQ / OPDQ en BSI-tellings nie (sien Aanhangsel).

SNS

Bartlett se sferisiteitstoets (Χ² = 407.4, df = 36, p <0.001) sowel as die KMO-kriterium (0.74) het aangedui dat die data geskik is vir EFA. Velicer se MAP-toets het die onttrekking van 'n enkele faktor aanbeveel. Hierdie faktor het 52.74% van die totale afwyking verklaar. Die faktorbelastings het gewissel tussen 0.54 (item 3) en 0.78 (item 9) (tabel 2). 'N CFA met die ondermonster SNS2 is bereken om die een-faktor oplossing te toets. Die pas-indekse was CFI = 0.81, RMSEA = 0.092 [CI = 0.075–0.111] en SRMR = 0.064 (sien Fig. 2).

Paddiagram vir die bevestigingsfaktoranalise met onderliggende SNS2 (n = 350). Alle padkoëffisiënte is gestandaardiseer en statisties beduidend (p <0.001)

Volledige grootte prent

OP

Bartlett se sferisiteitstoets (Χ² = 455.7, df = 36, p <0.001) en die KMO-kriterium (0.80) het aangedui dat die data geskik is vir EFA, en die MAP-toets het 'n een-faktor oplossing voorgestel. Die onttrekte faktor het 53.30% van die totale afwyking verklaar. Items 3 en 7 het die laagste faktorbelastings gehad (0.52), terwyl item 9 die hoogste was (0.93) (Tabel 3). Die een-faktor oplossing is getoets met 'n CFA (ondervoorbeeld: OP2). Die modelpassingsindekse was CFI = 0.87, RMSEA = 0.080 [CI = 0.062–0.099] en SRMR = 0.057 (sien Fig. 3).

Paddiagram vir die bevestigingsfaktoranalise met ondermonster OP2 (n = 350). Alle padkoëffisiënte is gestandaardiseer en statisties beduidend (p <0.001)

Volledige grootte prent

Korrelasies met SNS / OP / internetgebruik en sIAT-tellings

SNS

Die SNSDQ-tellings is gekorreleer met die SNS-gebruikstyd (r = 0.32, bl 0.01), die weeklikse internetgebruikstyd (r = 0.16, bl 0.01) en die sIAT-tellings (r = 0.73, bl 0.01).

OP

Die OPDQ-tellings hou verband met die OP-gebruikstyd (r = 0.22, p <0.01) en baie swak met die internetgebruikstyd per week (r = 0.08, p <0.05). Die hoogste korrelasie is gevind met die sIAT-tellings (r = 0.72, p <0.01).

Vergelyking van persone met problematiese en nie-problematiese SNS / OP-gebruik

SNS

In vergelyking met onproblematiese gebruikers, het die problematiese SNS-gebruikers SNS baie meer gebruik en hoër sIAT-tellings gehad. Dit het ook gelyk asof hulle meer psigopatologiese nood ervaar, maar ondanks die effekgrootte van die verskil, was dit bloot 'n neiging (p = 0.13). Vir besonderhede, sien Tabel 4.

OP

In vergelyking met onproblematiese gebruikers, het deelnemers wat geïdentifiseer is as problematiese OP-gebruikers, meer tyd op die internet bestee en meer tyd met behulp van OP, baie hoër sIAT-tellings gehad en meer psigopatologiese nood ervaar (Tabel 4).

In die huidige studie het ons die Duitse weergawe van die IGDQ aangepas vir die gebruik van SNS's en OP en die psigometriese eienskappe van die gewysigde weergawes geëvalueer om te ondersoek in watter mate die IGD-kriteria geskik is om die problematiese gebruik van SNS en OP te beoordeel.

Itemontleding

Die gemiddelde goedkeuring van die items was laag vir beide vraelyste, wat verwag en wenslik is, aangesien die kontrolelyste kriteria vir problematiese gebruik in 'n nie-kliniese steekproef beoordeel. Vir SNS is die goedgekeurde artikel, item 6, uitstel vir uitstel. Dit lyk aanneemlik, aangesien SNS dikwels gebruik word om uit te stel [46, 47]. Item 7 (bedrieg / bedek) het die laagste goedkeuring ontvang, wat ook redelik lyk, aangesien baie mense SNS daagliks en op 'n sosiaal-aanvaarde manier gebruik, en dit daarom onnodig maak om te lieg [12]. Vir OP het item 7 (misleiding / bedekking) die hoogste endossement gehad. Dit is moontlik die geval omdat die sosiale aanvaarding van OP taamlik laag is, selfs al word dit terloops gebruik en baie mense kan verleë daaroor voel.48]. Die laagste goedkeuring was vir item 9, wat redelik lyk, aangesien dit ernstige gevolge inhou (risiko / verlies van verhoudings / geleenthede). Die gekorrigeerde item - totale korrelasies was medium vir beide vraelyste en bo die drempel van r_ITC = 0.30 [43]. Die enigste uitsonderings was item 3 vir SNS en item 7 vir OP. Item 3 verwys na verdraagsaamheid, 'n kriterium wat tipies is van dwelmmisbruik, maar dit blyk moeilik te wees om toe te pas in die konteks van SNS's [49]. Die lae-gekorrigeerde item – totale korrelasie vir item 7 (OP) lyk redelik, aangesien die gebruik van OP, soos bespreek, meestal gepaard gaan met verleentheid, sodat misleiding van ander oor die gebruik daarvan nie goed onderskei tussen problematiese en onproblematiese gebruikers nie.

betroubaarheid

Die SNSDQ en die OPDG het goeie interne konsekwentheid getoon (SNS: ω_ordinale = 0.89; OP: ω_ordinale = 0.88). Die resultate is vergelykbaar met ander vraelyste wat problematiese SNS meet (bv. Bergen Social Media Scale: α = 0.88) of OP-gebruik (bv. SIAT-seks: α = 0.88) [16, 20].

Geldigheid

In die loop van die EFA's is 'n enkele faktor vir die SNS sowel as die OP-weergawe van die vraelys onttrek. Dit is in lyn met die resultaat van die oorspronklike IGDQ [31]. Item 3 het die laagste faktorbelasting in albei weergawes gehad, waarskynlik omdat die verdraagsaamheidskriterium nie baie goed pas by die konteks van SNS en OP nie. Uiteindelik het die verdraagsaamheidskriterium ontstaan ​​uit substansgebaseerde verslawings. In hierdie konteks is die betekenis daarvan baie duideliker omskryf as met betrekking tot die problematiese gebruik van OP, SNS of, inderdaad, aanlyn spel, waaroor die bruikbaarheid ook kontroversieel bespreek word (vir[30, 50] | kontra[51, 52]). In die OP-weergawe het item 7 (bedrieg / bedek) ook 'n laer faktorbelading gehad as die ander items. Dit weerspieël die argument hierbo rakende die rede waarom die artikel nie so bruikbaar is om tussen problematiese en nie-problematiese gebruikers te onderskei nie (37.4% van die nie-problematiese en 86% van die gebruikers wat dit problematies was) het dit goedgekeur. Dit dui daarop dat die bedekkingsgedrag nie eksplisiet geassosieer word met problematiese te veel gebruik deur die OPDG nie, maar waarskynlik met sosiale houdings teenoor OP in die algemeen.

In die geheel dui die resultate vir die CFA's daarop dat die een-faktor-oplossings vir beide vraelyste twyfelagtig is en nie 'n goeie pas is nie. Terwyl die SRMR goed vir beide modelle was, was die CFI en RMSEA onder en onderskeidelik bo die afsnypunte. Soos in die EFA, het item 6 vir SNS en item 7 vir OP veral lae faktorbelastings gehad. Dit impliseer dat hul korrelasie met die onderskeie algehele skaal laag is en dienooreenkomstig dat hul korrelasie met problematiese gebruiksgedrag laag is. Alhoewel dit nie noodwendig 'n probleem is nie, is dit belangrik dat in die daaropvolgende studies gekyk moet word of hierdie items hersien, anders gewig moet word of selfs verwyder moet word.

Albei vraelyste het sterk gekorreleer met die ooreenstemmende SIAT-weergawes, wat 'n goeie konvergente geldigheid aandui. Die SNS-weergawe het klein tot medium korrelasies getoon met die algemene internetgebruik en SNS-gebruikstyd (per week). Die OP-weergawe het ook 'n klein korrelasie met die OP-gebruikstyd (per week) getoon. Die grootte van die korrelasies van problematiese gebruik met die tyd wat spandeer word om die onderskeie toepassings te gebruik, is in die reeks van dié wat konsekwent gerapporteer word53,54,55].

Om die diagnostiese geldigheid van die SNSDQ en OPDQ te evalueer, het ons die waargenome voorkomssyfer eerstens vergelyk met dié wat in ander studies gevind is. Vir SNS's het 3.4% van die deelnemers die afsny oorskry, en, ten opsigte van OP, het 7.1% aan die kriteria vir problematiese gebruik voldoen. Alhoewel die voorkomssyfer moeilik is as gevolg van die veelheid van verskillende diagnostiese instrumente, is die koerse hier vergelykbaar met sommige in die bestaande literatuur. In hul studie van 'n nasionale verteenwoordigende steekproef van Hongaarse adolessente, Bányai et al. (2017) [3] het 'n voorkomssyfer van 4.5% gevind vir problematiese SNS-gebruik. Wat die problematiese gebruik van OP betref, Giordano en Cashwell (2017) [55] het 'n voorkomssyfer van 10.3% gerapporteer in 'n steekproef van Amerikaanse universiteitstudente en Ross en kollegas (2012) [15] 'n koers van 7.6% gevind in 'n steekproef van Sweedse volwassenes.

Dit is belangrik om daarop te let dat geen diagnose met behulp van hierdie instrumente gemaak kan word nie. In die eerste plek bevat nie die DSM-5 of die ICD-11 diagnoses vir die problematiese gebruik van OP of SNS nie. Tweedens, selfs al sou hulle dit doen, is 'n kliniese onderhoud deur 'n kundige nodig om die teenwoordigheid van klinies beduidende nood en funksionele inkorting en die afwesigheid van die uitsluitingskriteria vir die individuele geval, wat 'n vereiste vir 'n psigiatriese diagnose is, te verifieer. So 'n onafhanklike kliniese oordeel is nie in die huidige studie versamel nie, dus kan ons nie vasstel of persone bo die afsnyding enige diagnose sou regverdig nie. Ons sal hulle egter as moontlike kandidate vir so 'n diagnose beskou. Om die diagnostiese geldigheid verder te ondersoek, het ons die gebruikers bo en onder die afsnyding vergelyk en merkbare verskille gevind. Probleme gebruikers het meer tyd per week aanlyn spandeer (slegs vir OP) en langer hul toepaslike toepassing gebruik. Alhoewel 'n verhoogde gebruikstyd nie 'n voldoende maatstaf is om 'n problematiese gebruik af te lei nie, is daar in verskeie studies 'n korrelasie gevind - hoewel swak - tussen gebruikstyd en problematiese gebruik53,54,55]. Boonop het problematiese gebruikers baie hoër sIAT-tellings gehad en het dit gelyk asof hulle 'n hoër vlak van sielkundige nood ervaar (slegs vir OP). In die geheel gesien kan hierdie resultate - veral die baie groot verskil tussen die totale BSI-tellings in die geval van die problematiese OP-gebruikers - beskou word as die eerste aanduiding van die kriteriumgeldigheid van die instrumente en suggereer dat die IGD-kriteria geskik is om individue met 'n problematiese gebruik van SNS of OP [56].

Beperkings

Die studie moet oorweeg word in die lig van die beperkinge daarvan. Een beperking is dat slegs volwasse deelnemers getoets is, hoewel SNS veral ook gereeld deur adolessente gebruik word [3]. 'N Verdere beperking is dat nie alle deelnemers alle vraelyste oor problematiese gebruik (SNS, OP en IGD) beantwoord het nie. Dit sou 'n meer gedetailleerde ondersoek na die oorvleueling tussen die problematiese gebruik van die onderskeie toepassings moontlik gemaak het. Daarbenewens is slegs selfgerapporteerde data versamel wat geneig is tot vooroordeeleffekte, soos sosiale wenslikheid of algemene metode-afwyking. Daarbenewens het hulle nie 'n kliniese beoordeling ingesluit nie. In ag genome dat die doel van die selfverslag-kontrolelyste is om probleemgebruikers te identifiseer, moet verdere studies hul geldigheid ondersoek met monsters van persone wat deur klinici beoordeel word om 'n kliniese relevante probleem problematies te gebruik. Verder is dit belangrik om daarop te let dat daar nie ooreengekom is oor die kriteria vir 'n diagnose of die aantal items of enige afsny nie. Ons is nie van plan om argumente aan te voer oor die vraag of hierdie gedragspatrone die status van 'n “wanorde” kan regverdig nie. Ons wil eerder navorsing bevorder oor die identifisering van die problematiese gebruik van SNS en OP deur 'n gemeenskaplike instrument te voorsien wat kan help met 'n vergelykende assessering en voorstel om die instrument as 'n algemene beginpunt vir sulke ondersoeke te gebruik, en dit te wysig soos wat verdere navorsing daarop dui. .

Aangesien sommige psigometriese parameters van die getoetsde vraelyste nie bevredigend is nie, blyk dit dat die IGD-kriteria nie bloot oorgedra kan word na die problematiese gebruik van SNS / OP nie. Nietemin, ons algehele resultate dui daarop dat dit 'n belowende beginpunt is en die lewensvatbaarheid van die gebruik van aangepaste IGD-kriteria ondersteun as 'n raamwerk om die problematiese gebruik van SNS / OP te beoordeel. Hierdie studie dra by tot die navorsing rakende die meting van aspekte van problematiese SNS- en OP-gebruik en is moontlik 'n eerste stap in die rigting van 'n gestandaardiseerde assessering en dra by tot die ondersoek van hierdie opkomende konstrukte. Toekomstige navorsing moet die nut van die DSM-5-kriteria vir IGD verder ondersoek in die konteks van SNS / OP-gebruik.

Die datastelle wat tydens die huidige studie gebruik en / of geanaliseer is, is op redelike versoek by die ooreenstemmende outeur beskikbaar.

BSI:

Kort Symptoom Inventaris

CFA:

Bevestigende faktoranalise

CFI:

Vergelykende pasindeks

GI:

Vertrouensinterval

DSM-5:

Diagnostiese en statistiese handleiding van geestesversteurings

EFA:

Verkennende faktoranalise

IGD:

Internet-spelstoornis (IGD)

KMO:

Kaiser-Meyer-Olkin

NAA:

Aantal bevestigende antwoorde

PO:

Aanlyn Pornografie

OPDQ:

Aanlyn-vraelys oor pornografiese afwykings

RMSEA:

Wortel gemiddelde vierkantige fout van benadering

SIAT:

Kort internetverslawingstoets

SNS:

Sosiale netwerk-webwerwe

SNSDQ:

Vraelys oor versteurings op sosiale netwerke

SRMR:

Gestandaardiseerde wortel gemiddelde vierkante res