Психометричен подход за оценяване на проблемното използване на онлайн порнография и сайтове за социални мрежи въз основа на концептуализациите на разстройството в интернет игрите (2020)

История

Проблемното използване на онлайн игри, сайтове за социални мрежи (SNS) и онлайн порнография (OP) е развиващ се проблем. Противно на проблемното използване на SNS и OP, разстройството на интернет игрите (IGD) беше включено в новото издание на Диагностично и статистическо ръководство за психични разстройства (DSM-5) като условие за по-нататъшно изследване. Настоящото проучване адаптира критериите за IGD към проблемното използване на SNS и OP, като модифицира валидиран въпросник за IGD (Internet Gaming Disorder Questionnaire: IGDQ) и изследва психометричните свойства на модифицираните версии, SNSDQ и OPDQ.

Методи

Две онлайн проби (SNS: n = 700, 25.6 ± 8.4 години, 76.4% жени; ОП: n = 700, 32.9 ± 12.6 години, 76.7% мъже) завършиха SNSDQ / OPDQ, краткия опис на симптомите (BSI) и краткия тест за пристрастяване към интернет (sIAT) и предоставиха информация за тяхното използване на SNS / OP. Изчислени са стандартни анализи на позиции и надеждност, проучвателни и потвърждаващи факторни анализи и корелации с sIAT. Сравнени бяха проблемни и непроблемни потребители.

Резултати

Вътрешните консистенции бяха ω_реден = 0.89 (SNS) и ω_реден = 0.88 (OP). Проучвателният фактор анализ анализира един фактор и за двата въпросника. Потвърждаващи факторни анализи потвърждават резултатите. Резултатите на SNSDQ / OPDQ корелират силно с резултатите sIAT и умерено с времето за използване на SNS / OP. От потребителите 3.4% (SNS) и 7.1% (OP) лежат над границата за проблемна употреба. Проблемните потребители са имали по-високи резултати от sIAT, използвали са приложенията по-дълго и са имали по-голям психологически стрес.

Заключение

Като цяло резултатите от проучването показват, че адаптирането на критериите за IGD е обещаващ подход за измерване на проблемното използване на SNS / OP.

През 2017 г. 3.5 милиарда души са използвали интернет [1]. От многото начини за използването му особено популярни са онлайн игри, сайтове за социални мрежи (SNS) и онлайн порнография (OP). Всички тези приложения са в процес на разследване, тъй като изглежда, че проблемната им употреба е свързана с психологически страдания и проблеми с работата, академичните постижения и междуличностните отношения [2,3,4,5,6,7]. С включването му в приложението към петото издание на Диагностично и статистическо ръководство за психични разстройства (DSM-5), Разстройство в интернет игри (IGD) беше признато за разстройство, изискващо по-нататъшно разследване [8]. Това беше първата стъпка към определяне на стандартизирани критерии за него. 9-те критерия се основават на критериите за нарушения в употребата на вещества и разстройството на хазарта и трябва да бъдат изпълнени за последните 12 месеца: (1) загриженост с игри, (2) отказ при невъзможност за игра, (3) толерантност, (4) неуспех да спрете / намалите количеството игри, (5) да се откажете от други дейности в полза на игрите, (6) да продължите да играете въпреки проблемите, (7) да заблуждавате другите относно количеството си, (8) играта да избягате от неблагоприятното настроение и (9) ) излагане на опасност на важна връзка, професия или образование заради играта.

Докато IGD беше включен в DSM-5 като условие за по-нататъшно проучване, проблемното използване на SNSs и OP не беше. Петри и О'Брайън (2013) [9] твърдят, че липсват емпирични доказателства и несъответствие в проучванията, изследващи тези проблеми (SNS и OP). Независимо от това, продължава да се води дискусия относно съществуването, класификацията и диагностицирането на проблемното използване на конкретни интернет приложения като SNSs или OP [10] и все по-голям брой проучвания показват значимостта на проблемното използване на SNS и OP [3, 5, 11, 12], не на последно място поради връзката им с повишените нива на психологически дистрес. Това може да включва дори симптоми на психични разстройства като депресия, тревожни разстройства, нарушение на вниманието и хиперактивност или обсесивно-компулсивно разстройство [2, 11, 13,14,15].

Оценка на проблемното използване на SNS и OP

Съществуват редица различни диагностични инструменти за оценка на проблемното използване на SNS и OP. Повечето от тях се основават или на диагностичните критерии за поведенчески зависимости (SNS: напр. Скала за пристрастяване към социалните медии в Берген [16] | ОП: напр. Скала за потребление на проблемна порнография [17]) или тестът за пристрастяване към Интернет [18] (SNS: напр. Пристрастяващи тенденции към скалата на SNSs [19] | OP: sIAT-секс [20]). Имайте предвид, че това в никакъв случай не е изчерпателно изброяване на всички диагностични инструменти. За подробен преглед вижте Andreassen (2015) [2] за SNS и Wéry & Billieux (2017) [21] за ОП. Не съществува недостиг на добре утвърдени инструменти, но все още остават следните проблеми: (i) различни теоретични концепции за проблемно използване на SNS и ОП с последицата (ii) липсата на унифицирани, стандартизирани критерии за оценка на проблемното използване на трите най-важните специфични онлайн приложения (Gaming, SNS, OP) по сравнителен начин.

Най-новият теоретичен модел за специфични смущения в използването на Интернет е моделът I-PACE [22]. Тя се основава на емпирични открития и интегрира предишни теоретични съображения от други модели в областта на поведенческите зависимости, като модела на синдрома [23] или компонентния модел на пристрастяване [24]. Моделът I-PACE хипотезира, че етиологията на проблемната употреба е подобна за различните интернет приложения. Следователно, той предлага прилагането на единни диагностични критерии за всички приложения, като по този начин стандартизира диагностичните критерии и позволява сравняване на честотата им на разпространение. Тъй като Американската психиатрична асоциация вече предлага стандартизирани критерии за IGD, тя предлага да прилага тези критерии за проблемното използване на други интернет приложения и има няколко изследователи, които са съгласни с този подход [25,26,27]. Някои изследвания вече използват този подход за разработване на психометрични инструменти за оценка на проблемното използване на интернет [26, 28, 29] Въпреки това, доколкото е известно на авторите, има само едно проучване, което използва този подход за проблемното използване на SNS [27] и нито един за проблемното използване на ОП.

Цел на настоящото изследване

Следователно целта на това проучване беше да се проучи до каква степен концептуализацията на разстройството в интернет игрите може да бъде адаптирана към проблемното използване на SNS и OP. Петри и др. (2014 г.) [30] - които са били членове на Работната група за разстройство на употребата на вещества, която препоръчва да се включи IGD в DSM-5 - публикува въпросник (Въпросник за разстройство от интернет игри: IGDQ) за оценка на IGD. За това проучване използвахме немската версия, която беше валидирана от Jeromin, Barke and Rief (2016) [31] и го адаптира за проблемно използване на SNS и OP чрез префразиране на елементите (за подробности вижте раздел „Мерки“). За да оценим и оценим до каква степен концепцията на IGD може да даде полезна отправна точка за оценката на проблемното използване на SNS и OP, изследвахме психометричните свойства на двете модифицирани версии, SNSDQ и OPDQ.

Участници и процедура

Данните бяха събрани чрез онлайн проучване (октомври 2017 - януари 2018). Връзката към въпросника беше публикувана на общи (напр. Reddit) и специфични за приложението интернет форуми (например facebook групи), SNS и пощенски списъци. В началото участниците уточниха дали използват предимно SNS или OP и бяха пренасочени към съответния въпросник (SNS / OP). Като стимул, участниците могат да спечелят един от пет ваучера за подарък за онлайн магазин (стойност на ваучера: 20 евро). Критериите за включване са: информирано съгласие, възраст ≥ 18 години. Критериите за изключване са: няма говорител на роден език (немски език), процент от времето, прекарано онлайн, използвайки SNSs / OP ≤5%.

SNS подпроба

Общо 939 участници изпълниха критериите за включване. От тях 239 (25.45%) трябваше да бъдат изключени: 228, защото липсваха данни за SNSDQ, 7 защото не успяха да предоставят сериозна информация (напр. Klingon като техен роден език) и 4, защото имаха нереално бързо време за отговор ( 2 SD под средното време). В крайна сметка бяха анализирани данни от 700 участници (табл 1).

OP подпроба

Общо 1858 участници отговарят на критериите за включване. От тях 669 (36.01%) трябваше да бъдат изключени: 630, защото липсваха данни за OPDQ, 25 защото предоставиха очевидно невярна информация, 9 поради нереално бързо време за отговор и 5 поради коментари, предполагащи, че те не са успели разберете проучването. За да се увеличи статистическата сравнимост на двата подпримера (SNS / OP), от останалите 700 беше взета произволна извадка от 1189 участници. Накрая бяха анализирани данни от 700 участници (Таблица 1).

мерки

Социално-демографска информация

Беше събрана информация относно пол, възраст, образование, заетост и статус на отношенията.

Информация относно общото и специфично използване на интернет

Участниците отчитат колко време (часове) прекарват онлайн в една типична седмица. В допълнение, те предоставиха конкретна информация относно използването на SNS или OP, например кои сайтове на SNS / OP използват най-вече и колко време използват SNSs или OP (часове на седмица).

Проблемна употреба

Тенденцията за проблемно използване на SNS или OP беше оценена с немските версии на SNSDQ и OPDQ. Тези въпросници са модифицирани версии на IGDQ. IGDQ се състои от девет елемента, които отразяват съответните критерии DSM-5 за IGD. Той има дихотомен формат на отговор, състоящ се от „не“ (0) и „да“ (1). Резултатът се получава чрез добавяне на отговорите (диапазон от оценки: 0–9). Резултат от ≥ 5 се определя като границата за получаване на диагноза IGD [30]. За адаптирането му по отношение на SNS и OP, оригиналните елементи бяха преформулирани чрез замяна на всички препратки към онлайн игри с препратки към SNS или OP. Например: „Чувствате ли се неспокоен, раздразнителен, настроен, гневен, тревожен или тъжен, когато се опитвате да изключите или спрете да използвате SNS или когато не можете да използвате SNS?“ вместо „Чувствате ли се неспокоен, раздразнителен, настроен, гневен, тревожен или тъжен, когато се опитвате да спрете или спрете играта или когато не можете да играете?“

Кратък тест за пристрастяване към интернет

SIAT е кратка версия на теста за пристрастяване към Интернет и се състои от 12 твърдения, изразяващи възможни симптоми на проблемно използване на Интернет (напр. „Колко често се оказвате, че казвате„ само още няколко минути “, когато сте онлайн?“) [18]. За нашето проучване използвахме утвърдената немска версия и префразирахме елементите за използване на SNS и OP (напр. „Колко често се опитвате да намалите времето, прекарано в гледане на онлайн порнография и да се провалите?“) [32]. Участниците трябва да оценят честотата, с която са изпитвали всеки симптом през последната седмица, по 5-бална скала, варираща от 1 ('никога') до 5 ('много често'). В получения резултат (12–60 точки), по-високите резултати показват по-проблематично използване. Вътрешната консистенция на адаптираните скали в настоящото изследване беше добра (SNS: ω = 0.88 | OP: ω = 0.88).

Кратко описание на симптомите

Немската версия на краткия опис на симптомите (BSI) е използвана за идентифициране на клинично значими симптоми на участниците [33, 34]. BSI се състои от 53 изявления, изразяващи симптоми на психологически дистрес (напр. „През последните 7 дни, колко бяхте изпитани в напрежение или чувствате напрежение?“). Отговорите на елементите са с 5-точкова скала, варираща от 0 („изобщо не“) до 4 („изключително“). Общият резултат варира между 0 и 212, като по-високите резултати показват по-високо ниво на бедствие. Вътрешната консистенция в настоящите проби беше отлична, с ω = 0.96 (SNS) и ω = 0.96 (OP).

Анализ на данните

Статистическите анализи бяха проведени с помощта на SPSS 24 (IBM SPSS Statistics), SPSS Amos, R версия 3.5.1 [35] и ФАКТОР за анализ на фактора на изследване (EFA) [36]. За стандартните анализи на артикулите за всеки въпросник бяха изчислени SNSDQ и OPDQ, трудностите по позициите и корелациите между артикулите. Като мярка за надеждност се изчислява коефициентът омега или обикновената омега (в случай на биноминални данни). Тези коефициенти се препоръчват като по-точна алтернатива на алфата на Кронбах, особено когато се нарушава предположението за тау-еквивалентност [37,38,39,40]. По отношение на валидността, ние изследвахме факторните структури чрез провеждане на EFA и потвърждаващ факторни анализи (CFA). За тях всяка извадка (SNS и OP) беше произволно разделена на два подпроби (SNS1, SNS2 и OP1, OP2; всеки подпроба: n = 350). Подпробите SNS1 и OP1 бяха използвани за EFA и SNS2 и OP2 за CFA. Всички останали изчисления се основават на общите проби. За да се тества дали подпробите се различават по ключови променливи (възраст, SNSDQ / OPDQ резултат), бяха проведени независими t тестове. За да се установи пригодността на данните за EFA, се използва тестът на Кайзер-Майер-Олкин (KMO) и тестът за сферичност на Бартлет. Поради дихотомичния формат на отговорите на SNSDQ и OPDQ, EFA следваха Jeromin et al. (2016 г.) [31] и използва тетрахорни корелации като входни и непретеглени най-малки квадрати като метод за оценка [41]. Броят на факторите, които трябва да бъдат извлечени, се определя чрез MAP тест на Velicer [42].

CFA беше извършен на SNS2 и OP2 за тестване на факторния разтвор. Параметрите на модела бяха оценени с помощта на максимални оценки на вероятността. Поради нарушаването на предположението за нормалност е приложено Bolen-Stine Bootstrapping [43]. За да се оцени пригодността на модела, бяха изчислени сравнителният индекс на приспособяване (CFI), средната квадратна грешка на приближение (RMSEA) и стандартизиран корен среден квадратен остатък (SRMR). Според Ху и Бентлер (1999) [44], граничните критерии за приемливо съответствие на модела са CFI от> 0.95, RMSEA между 0.06 и 0.08 и SRMR от <0.08.

Бивариантните връзки между оценките на SNSDQ и OPDG и времето, прекарано в използване на Интернет като цяло, времето, прекарано в използване на предпочитаното приложение (SNS / OP), и sIAT резултатите са тествани с Pearson корелации.

За да дадем първа индикация за валидност на диагностиката, сравнихме проблемните потребители с непроблемните потребители. Аналогично на IGDQ, потребителите с оценка ≥ 5 точки бяха категоризирани като проблемни потребители, а всички други потребители като непроблемни [30, 31]. Независими t тестове (в случай на неравностойни разлики: тестове на Welch) бяха изчислени, за да се сравнят групите относно възрастта, времето, прекарано в интернет, времето, прекарано в предпочитаното от тях приложение и sIAT и BSI. Поради неравномерните размери на групите, жив плет g се отчита като мярка за размера на ефекта [45]. Ефект от g = 0.20 се счита за малък, g = 0.50 като средна и g = 0.80 като голям [45].

SNS, OP и използване на Интернет

SNS

Участниците използваха интернет средно за 20.9 ± 14.8 ч / седмица, а SNS-та за 9.4 ± 10 часа / седмица (44% от общото време в интернет), като Facebook е най-популярният SNS (n = 355; 50.7%), последван от Instagram (n = 196; 28%) и YouTube (n = 74; 10.6%). Средният резултат на SNSDQ и sIAT е 1.2 ± 1.5 и 23.6 ± 7.3 точки. Като цяло 24 участници (3.4%) са имали оценка на SNSDQ от ≥5 точки и по този начин лежат над границата за проблемна употреба (вж. Фиг. 1 за детайли). Средната оценка на BSI за всички участници е била 9.8 ± 16.7.

Процент участници, които отговарят на различен брой критерии на модифицираната IGDQ (SNS и OP)

Изображение в пълен размер

OP

Участниците са използвали средно Интернет в продължение на 21.9 ± 15.6 часа на седмица и са консумирали ОП за 3.9 ± 6.1 часа на седмица (18.9% от общото време онлайн). Най-популярната форма на ОП бяха видеоклипове (n = 351; 50.1%), последвано от снимки (n = 275; 39.3%) и уеб камери (n = 71; 10.1%). Средните резултати за OPDG и sIAT са 1.5 ± 1.7 и 22.3 ± 7.9. Общо 50 участници (7.1%) постигнаха OPDQ резултат над границата от ≥ 5 точки (виж фиг. 1 за детайли). Средната оценка за BSI за всички участници е била 25.6 ± 27.6.

Анализ на артикули и вътрешна съгласуваност

Резултатите от анализите на артикулите са представени в таблици 2 намлява 3.

SNS

За версията за SNS, точка 7 имаше най-ниското одобрение (брой утвърдителни отговори (naa) = 21), докато точка 6 имаше най-голямото (naa = 247). Това се изразява в трудност на един предмет p_i = 0.03 (т. 7) и p_i = 0.35 (т. 6), със средна трудност за всички елементи от p_i = 0.13. Коригираната позиция - общите корелации варират от r_ITC = 0.28 (т. 3) до r_ITC = 0.39 (т. 4, 5 и 6), със средна стойност от r_itc = 0.36. Вътрешната консистенция беше ω_реден = 0.89 и скалата не би се възползвала от премахването на който и да е елемент.

OP

В OP версията на въпросника, точка 9 (naa = 24) имаше най-ниската степен на одобрение, докато точка 7 имаше най-високата (naa = 286). Средната трудност на артикула беше p_i = .17, като елемент 9 е най-много (p_i = 0.03) и т. 7 (p_i = 0.41) най-малко трудно. Коригираната позиция - общите корелации варират между r_ITC = 0.29 (т. 7) и r_ITC = 0.47 (т. 5), със средна коригирана позиция - обща корелация на r_ITC = 0.38. Вътрешната консистенция беше ω_реден = 0.88. Премахването на елементи не би увеличило вътрешната последователност.

Факторна структура

Подпробите (SNS1 срещу SNS2; OP1 срещу OP2) не се различават по отношение на възраст, пол, използване на интернет, използване на SNS / OP, sIAT, SNSDQ / OPDQ и оценки за BSI (виж Апендикс).

SNS

Тестът на Бартлет за сферичност (Χ² = 407.4, df = 36, p <0.001), както и критерият KMO (0.74) показват, че данните са подходящи за EFA. MAP тестът на Velicer препоръчва извличане на един фактор. Този фактор обяснява 52.74% от общата дисперсия. Факторните натоварвания варират между 0.54 (т. 3) и 0.78 (т. 9) (табл 2). CFA с подпробата SNS2 беше изчислена за тестване на еднофакторния разтвор. Подходящите индекси са CFI = 0.81, RMSEA = 0.092 [CI = 0.075–0.111] и SRMR = 0.064 (за схемата на пътя, вижте фиг. 2).

Пътна диаграма за потвърждаващия фактор анализ с подпроба SNS2 (n = 350). Всички коефициенти на пътя са стандартизирани и статистически значими (p <0.001)

Изображение в пълен размер

OP

Тестът на Бартлет за сферичност (Χ² = 455.7, df = 36, p <0.001) и критерият KMO (0.80) показват, че данните са подходящи за EFA, а MAP тестът предлага еднофакторно решение. Извлеченият фактор обяснява 53.30% от общата дисперсия. Елементи 3 и 7 са имали най-ниски коефициенти на натоварване (0.52), докато т. 9 са имали най-високи (0.93) (табл 3). Еднофакторното решение беше тествано с CFA (подпроба: OP2). Индексите за приспособяване към модела бяха CFI = 0.87, RMSEA = 0.080 [CI = 0.062–0.099] и SRMR = 0.057 (за схемата на пътя, вижте фиг. 3).

Пътна диаграма за потвърждаващ фактор анализ с подпроба OP2 (n = 350). Всички коефициенти на пътя са стандартизирани и статистически значими (p <0.001)

Изображение в пълен размер

Корелации с SNS / OP / използване на интернет и оценки на sIAT

SNS

Резултатите на SNSDQ са свързани с времето за използване на SNS (r = 0.32, стр 0.01), седмичното време за използване на Интернет (r = 0.16, стр 0.01) и оценките на sIAT (r = 0.73, стр 0.01).

OP

Резултатите от OPDQ, свързани с времето за използване на ОП (r = 0.22, p <0.01) и много слабо с времето за използване на интернет на седмица (r = 0.08, p <0.05). Най-високата корелация е установена с резултатите sIAT (r = 0.72, p <0.01).

Сравнение на лица с проблемно и непроблемно използване на SNS / OP

SNS

В сравнение с безпроблемните потребители, проблемните потребители на SNS използват SNS много повече и имат по-високи резултати на sIAT. Те също изглеждаха изпитани повече психопатологичен дистрес, но въпреки размера на ефекта на разликата, това беше просто тенденция (p = 0.13). За подробности вижте Таблица 4.

OP

В сравнение с безпроблемните потребители, участниците, идентифицирани като проблемни потребители на ОП, прекарват повече време в Интернет като цяло и повече време използват ОП, имат много по-високи резултати от sIAT и изпитват повече психопатологичен дистрес (таблица 4).

В настоящото проучване адаптирахме немската версия на IGDQ към използването на SNSs и OP и оценихме психометричните свойства на модифицираните версии, за да проучим до каква степен критериите за IGD са подходящи за оценка на проблемното използване на SNS и OP.

Анализ на артикулите

Средната оценка на артикулите беше ниска и за двата въпросника, което е очаквано и желателно, като се има предвид, че контролните списъци оценяват критериите за проблемна употреба в неклинична извадка. За SNS най-одобрената точка, точка 6, се отнася до отлагането. Това изглежда правдоподобно, тъй като SNS често се използват за отлагане [46, 47]. Точка 7 (измама / прикриване) получи най-ниското одобрение, което също изглежда разумно, като се има предвид, че много хора използват SNS ежедневно и по обществено приет начин, което прави лъжата за ненужна [12]. За ОП, точка 7 (измама / прикриване) имаше най-доброто одобрение. Това е възможно, тъй като социалната приемливост на ОП е доста ниска, дори ако тя се използва небрежно и много хора могат да се почувстват неудобно за това [48]. Най-ниското одобрение беше за точка 9, което изглежда разумно, тъй като предполага тежки последици (риск / загуба на взаимоотношения / възможности). Коригираният елемент - общите корелации са средни както за въпросниците, така и над прага на r_ITC = 0.30 [43]. Единствените изключения бяха точка 3 за SNS и точка 7 за ОП. Точка 3 се отнася до толерантността, критерий, който е типичен за злоупотребата с наркотици, но изглежда е по-трудно приложим в контекста на SNSs [49]. Ниско коригираната корекция на артикул - точка 7 (ОП) изглежда разумна, тъй като, както беше обсъдено, използването на ОП може като цяло да бъде свързано със смут, така че заблуждаването на други хора относно използването на човек не дискриминира добре между проблемните и безпроблемните потребители.

надеждност

SNSDQ и OPDG показаха добри вътрешни съгласувания (SNS: ω_реден = 0.89; OP: ω_реден = 0.88). Резултатите са сравними с други въпросници, измерващи проблемни SNS (напр. Скала на социалните медии на Берген: α = 0.88) или използване на OP (напр. SIAT-пол: α = 0.88) [16, 20].

валидност

В хода на EFAs беше отделен един фактор за SNS, както и версията на OP на въпросника. Това е в съответствие с резултата за оригиналния IGDQ [31]. Точка 3 имаше най-ниското натоварване на фактора и в двете версии, вероятно защото критерият за толерантност не отговаря много добре на контекста на SNS и OP. В крайна сметка критерият за толерантност произхожда от зависимости, базирани на вещества. В този контекст значението му беше много по-ясно дефинирано, отколкото по отношение на проблемното използване на OP, SNS или всъщност онлайн игри, за които полезността му също се дискутира противоречиво (за: [30, 50] | противопоказан: [51, 52]). Във версията OP, точка 7 (измама / прикриване) също имаше по-ниско натоварване на фактора в сравнение с останалите елементи. Това отразява горния аргумент относно това, защо артикулът не е толкова полезен за разграничаване между проблемните и непроблемните потребители (37.4% от непроблемните и 86% от проблемните потребители го одобряват). Това показва, че поведението на прикриване не е изрично свързано с проблемно прекомерно използване, измерено от ОПРР, а вероятно със социално отношение към ОП като цяло.

Като цяло, резултатите за CFAs предполагат, че еднофакторните решения за двата въпросника са съмнителни и не представляват добра съвместимост. Докато SRMR беше добър и за двата модела, CFI и RMSEA бяха под и съответно над отсечките. Както в EFA, т. 6 за SNS и т. 7 за ОП имаха особено ниски факторни натоварвания. Това означава, че тяхната корелация със съответната обща скала е ниска и съответно, че връзката им с проблемното поведение е ниска. Въпреки че това не представлява непременно проблем, важно е последващите проучвания да проверяват дали тези елементи трябва да бъдат преразгледани, претеглени по различен начин или дори премахнати.

И двата въпросника корелираха силно със съответните версии на sIAT, което показва добра валидна конвергентна валидност. Версията на SNS показа малка до средна корелация с общото използване на Интернет и времето за използване на SNS (седмично). OP версията също показа малка връзка с времето за използване на ОП (седмично). Размерът на корелациите на проблемната употреба с времето, прекарано в съответното приложение, е в границите на тези, които са постоянно докладвани [53,54,55].

За да оценим диагностичната валидност на SNSDQ и OPDQ, първо сравнихме наблюдаваните проценти на разпространение с тези, открити в други проучвания. За SNSs 3.4% от участниците превишават границата, а по отношение на ОП 7.1% отговарят на критериите за проблемно използване. Въпреки че сравняването на процентите на разпространение е трудно поради множеството различни диагностични инструменти, честотите, открити тук, са сравними с някои в съществуващата литература. В своето проучване на национална представителна извадка от унгарски юноши, Bányai et al. (2017) [3] намери процент на разпространение от 4.5% за проблемно използване на SNS. По отношение на проблемното използване на ОП, Giordano и Cashwell (2017) [55] отчете процент на разпространение от 10.3% в извадка от американски студенти и Рос и колегите му (2012 г.) [15] намери процент от 7.6% в извадка от шведски възрастни.

Важно е да се отбележи, че не може да се постави диагноза с помощта на тези инструменти. Първо, нито DSM-5, нито ICD-11 съдържат диагнози за проблемното използване на OP или SNS. На второ място, дори и да го направят, ще е необходимо клинично интервю от експерт, за да се провери наличието на клинично значим дистрес и функционално увреждане и липсата на каквито и да било критерии за изключване за отделния случай, които са изискване за психиатрична диагноза. Подобна независима клинична преценка не е събрана в настоящото проучване, така че не можем да определим дали хората над границата биха оправдали някаква диагноза. Ние обаче бихме ги разгледали като възможни кандидати за такава диагноза. За по-нататъшно изследване на диагностичната валидност сравнихме потребителите над и под границата и установихме значителни разлики. Проблемните потребители прекарваха повече време онлайн седмично (само за OP) и използваха предпочитаното от тях приложение по-дълго. Въпреки че увеличеното време за използване не е достатъчен критерий за извод за проблемна употреба, няколко проучвания са открили - макар и слаба - връзка между времето на употреба и проблемната употреба [53,54,55]. В допълнение, проблемните потребители имат много по-високи резултати от sIAT и като че ли изпитват по-високо ниво на психологически дистрес (само за ОП). Като цяло тези резултати - особено много голямата разлика между общите резултати на BSI в случай на проблемните потребители на ОП - могат да се разглеждат като първи показатели за валидността на критериите на инструментите и предполагат, че критериите за IGD могат да бъдат подходящи за идентифициране на лица с проблемно използване на SNS или OP [56].

Ограничения

Изследването трябва да се разглежда в светлината на неговите ограничения. Едното ограничение е, че са били тествани само възрастни участници, въпреки че SNS особено често се използва и от юноши [3]. Допълнително ограничение е, че не всички участници отговориха на всички въпросници относно проблемната употреба (SNS, OP и IGD). Това би позволило по-подробно проучване на припокриването между проблемното използване на съответните приложения. Освен това бяха събрани само данни за самоотчитане, които са предразположени към ефекти на пристрастия, като социална желателност или отклонение от обичайния метод. Освен това те не включват клинична оценка. Като се има предвид, че целта на контролните списъци за самоотчитане е да се идентифицират проблемни потребители, следващите проучвания трябва да проучат тяхната валидност с извадки от лица, които са преценени от клиницистите, за да покажат проблемно използване в клинично значим смисъл. Освен това е важно да се отбележи, че нито са били съгласувани нито критериите за диагноза, нито броят на артикулите, нито прекъсването. Не възнамеряваме да предлагаме никакви аргументи дали тези модели на поведение биха гарантирали статута на „разстройство“. Ние по-скоро се стремим да насърчаваме изследванията за идентифициране на проблемното използване на SNS и ОП чрез предоставяне на общ инструмент, който може да помогне за сравнителна оценка и да предложим използването на този инструмент като обща отправна точка за подобни разследвания, като ги изменяме, тъй като по-нататъшни изследвания предполагат това ,

Тъй като някои психометрични параметри на тестваните въпросници не са задоволителни, изглежда, че критериите за IGD не могат просто да бъдат прехвърлени към проблемното използване на SNS / OP. Независимо от това, нашите общи резултати показват, че това е обещаваща отправна точка и подкрепят жизнеспособността на използването на адаптирани критерии за IGD като рамка за оценка на проблемното използване на SNS / OP. Това проучване допринася за изследванията относно измерването на аспекти на проблемното използване на SNS и OP и може да бъде първа стъпка към стандартизирана оценка и да допринесе за изследванията на тези новопоявяващи се конструкции. Бъдещите изследвания трябва допълнително да проучат полезността на критериите DSM-5 за IGD в контекста на използването на SNS / OP.

Наборите от данни, използвани и / или анализирани по време на настоящото проучване, са достъпни от съответния автор при разумна заявка.

BSI:

Кратък опис на симптомите

CFA:

Анализ на потвърдителния фактор

CFI:

Сравнителен индекс за годност

ИНТЕГРАЛНА СХЕМА:

Доверителен интервал

DSM-5:

Диагностично и статистическо ръководство за психични разстройства

EFA:

Анализ на проучвателния фактор

IGD:

Разстройство в интернет игрите (IGD)

KMO:

Кайзер-Майер-Олкин

НХА:

Брой утвърдителни отговори

ОП:

Онлайн порнография

OPDQ:

Онлайн въпросник за разстройство на порнографията

RMSEA:

Коренна средна квадратна грешка на приближение

СИАТ:

Кратък тест за пристрастяване към Интернет

SNS:

Социални мрежи

SNSDQ:

Анкета за разстройства на сайтове за социални мрежи

SRMR:

Стандартизиран среден корен остатъчен