Un enfocament psicomètric per a avaluacions d’ús problemàtic de pornografia en línia i llocs de xarxes socials basat en les conceptualitzacions del trastorn de jocs d’internet (2020)

Fons

L’ús problemàtic de jocs en línia, llocs de xarxes socials (SNS) i pornografia en línia (OP) és un problema en evolució. Al contrari de l'ús problemàtic de SNS i OP, el trastorn de jocs d'Internet (IGD) es va incloure a la nova edició de la Manual de diagnòstic i estadístic dels trastorns mentals (DSM-5) com a condició per a un major estudi. El present estudi va adaptar els criteris per a IGD a l’ús problemàtic de SNS i OP modificant un qüestionari validat per IGD (Internet Gaming Disorder Questionnaire: IGDQ) i investigant les propietats psicomètriques de les versions modificades, SNSDQ i OPDQ.

Mètodes

Dues mostres en línia (SNS: n = 700, 25.6 ± 8.4 anys, 76.4% femení; OP: n = 700, 32.9 ± 12.6 anys, 76.7% homes) van completar el SNSDQ / OPDQ, el Brief Symptom Inventory (BSI) i el Short Internet Addiction Test (sIAT) i van proporcionar informació sobre el seu ús SNS / OP. Es van calcular les anàlisis estàndard d’ítem i fiabilitat, les anàlisis de factors exploratoris i confirmatoris i les correlacions amb el sIAT. Es van comparar usuaris problemàtics i no problemàtics.

Resultats

Les consistències internes eren ω_ordinal = 0.89 (SNS) i ω_ordinal = 0.88 (OP). Les anàlisis de factors exploratoris van extreure un factor per als dos qüestionaris. Les anàlisis de factors confirmatoris van confirmar els resultats. Les puntuacions SNSDQ / OPDQ es van correlacionar molt amb les puntuacions sIAT i moderadament amb el temps d’ús de SNS / OP. Dels usuaris, el 3.4% (SNS) i el 7.1% (OP) es troben per sobre del límit per a un ús problemàtic. Els usuaris problemàtics van obtenir puntuacions sIAT més altes, van utilitzar les aplicacions durant més temps i van experimentar més angoixa psicològica.

Conclusió

En general, els resultats de l'estudi indiquen que l'adaptació dels criteris IGD és un enfocament prometedor per a la mesura de l'ús problemàtic de SNS / OP.

El 2017, 3.5 milions de persones van utilitzar Internet [1]. De les moltes maneres d’utilitzar, són especialment populars els jocs en línia, els llocs de xarxes socials (SNS) i la pornografia en línia (OP). Totes aquestes aplicacions s’estan investigant, ja que el seu ús problemàtic sembla estar relacionat amb problemes de psicologia i problemes laborals, rendiment acadèmic i relacions interpersonals [2,3,4,5,6,7]. Amb la seva inclusió a l 'apèndix de la cinquena edició de la Manual de diagnòstic i estadístic dels trastorns mentals (DSM-5), Trastorn de jocs d'Internet (IGD) va ser reconeguda com un trastorn que justifica una investigació posterior [8]. Aquest va ser el primer pas per definir criteris normalitzats. Els 9 criteris es basen en els trastorns d’ús de substàncies i trastorn de joc i s’han de complir durant els dotze últims mesos: (12) preocupació pel joc, (1) retirada quan no es pot jugar, (2) tolerància, (3) fracàs per aturar / reduir la quantitat de jocs, (4) renunciar a altres activitats a favor del joc, (5) continuar jugant malgrat problemes, (6) enganyar als altres sobre la seva quantitat, (7) jugar per escapar d’ànims adversos i (8) ) posar en perill una relació important, l’ocupació o l’educació pròpia a causa del joc.

Si bé IGD es va incloure al DSM-5 com a condició per a un estudi posterior, l'ús problemàtic dels SNS i OP no va ser així. Petry i O'Brien (2013) [9] argumenten que hi ha una manca de proves empíriques i una incoherència en els estudis que investiguen aquests problemes (SNS i OP). No obstant això, hi ha un debat continu sobre l'existència, classificació i diagnòstic de l'ús problemàtic d'aplicacions específiques d'Internet com SNS o OP [10] i un nombre creixent d'estudis indiquen la rellevància de l'ús problemàtic de SNS i OP [3, 5, 11, 12], sobretot per la seva associació amb nivells més alts de dificultat psicològica. Fins i tot pot incloure símptomes de trastorns psiquiàtrics com depressió, trastorns d’ansietat, dèficit d’atenció i hiperactivitat o trastorn obsessiu-compulsiu [2, 11, 13,14,15].

Valoració de l'ús problemàtic de SNS i OP

Hi ha diversos instruments de diagnòstic diferents per avaluar un ús problemàtic de SNS i OP. La majoria es basen en els criteris de diagnòstic de les addiccions conductuals (SNS: per exemple, Bergen Social Media Addiction Scale [16] | OP: per exemple, escala de consum de pornografia problemàtica [17]) o la prova d’addicció a Internet [18] (SNS: per exemple, Tendències addictives cap a l'escala SNS [19] | OP: sexe sIAT [20]). Tingueu en compte que, en cap cas, es tracta d'una enumeració exhaustiva de tots els instruments de diagnòstic. Per obtenir una visió detallada, vegeu Andreassen (2015) [2] per a SNS i Wéry & Billieux (2017) [21] per a OP. No hi ha escassetat d’instruments ben validats, però encara queden els problemes següents: (i) diferents conceptualitzacions teòriques d’ús SNS i OP problemàtics amb la conseqüència (ii) que no hi ha criteris estandarditzats unificats per valorar l’ús problemàtic dels tres. aplicacions en línia específiques més importants (Gaming, SNS, OP) de manera comparativa.

El model teòric més recent per a trastorns específics d’ús d’Internet és el model I-PACE [22]. Es basa en troballes empíriques i integra consideracions teòriques anteriors d'altres models en el camp de les addiccions conductuals, com el model de síndrome [23] o el model de components d’addicció [24]. El model I-PACE hipòtesi que l’etiologia d’ús problemàtic és similar per a diferents aplicacions d’Internet. Per tant, suggereix l’aplicació de criteris de diagnòstic uniformes a totes les aplicacions, estandarditzant els criteris de diagnòstic i permetent comparacions de les seves taxes de prevalença. Atès que l'Associació Americana de Psiquiatria ja va proposar criteris normalitzats per a IGD, es suggereix aplicar aquests criteris a l'ús problemàtic d'altres aplicacions a Internet i hi ha diversos investigadors que estan d'acord amb aquest enfocament [25,26,27]. Alguns estudis ja han utilitzat aquest enfocament per desenvolupar eines psicomètriques per avaluar l’ús problemàtic d’internet [26, 28, 29] Tot i això, segons el coneixement dels autors, només hi ha un estudi que ha utilitzat aquest enfocament per a l'ús problemàtic de la SNS [27] i cap per l’ús problemàtic de l’OP.

Objectiu del present estudi

Per tant, l'objectiu d'aquest estudi era examinar fins a quin punt la conceptualització del Trastorn del Joc d'Internet es pot adaptar a l'ús problemàtic de SNS i OP. Petry et al. (2014) [30] - que formaven part del grup de treball sobre trastorns de l’ús de substàncies que recomanaven incloure IGD al DSM-5 - va publicar un qüestionari (Internet Gaming Disorder Questionnaire: IGDQ) per avaluar IGD. Per a aquest estudi, hem utilitzat la versió alemanya, que va ser validada per Jeromin, Barke i Rief (2016) [31] i el va adaptar per a l'ús problemàtic de SNS i OP mitjançant un nou model de fragments (per a més detalls, vegeu la secció "Mesures"). Per tal d’avaluar i avaluar fins a quin punt el concepte d’IGD pot proporcionar un punt de partida útil per a l’avaluació de l’ús problemàtic de SNS i OP, hem investigat les propietats psicomètriques de les dues versions modificades, la SNSDQ i l’OPDQ.

Participants i procediment

Les dades es van recollir mitjançant una enquesta en línia (octubre de 2017 - gener de 2018). L’enllaç al qüestionari es va publicar als fòrums d’internet generals (per exemple, reddit) i aplicatius (per exemple, grups de facebook), SNS i llistes de distribució. Al principi, els participants van especificar si utilitzen principalment SNS o OP i es van redirigir al qüestionari corresponent (SNS / OP). Com a incentiu, els participants podrien guanyar un dels cinc vals regal per a una botiga en línia (valor del val: 20 €). Els criteris d’inclusió van ser: consentiment informat, edat ≥ 18 anys. Els criteris d’exclusió van ser: cap parlant nadiu (alemany), percentatge del temps en línia que es dedica a utilitzar SNSs / OP ≤5%.

Subsemplar SNS

Un total de 939 participants van complir els criteris d’inclusió. D’aquests, 239 (25.45%) van haver de ser exclosos: 228 perquè mancaven dades per a l’SNSDQ, 7 perquè no van proporcionar informació seriosa (per exemple, Klingon com a llengua materna) i 4 perquè tenien un temps de resposta poc realista ( 2 SD per sota del temps mitjà). Al final, es van analitzar dades de 700 participants (taula 1).

Subempra d’OP

Un total de 1858 participants van complir els criteris d’inclusió. D’aquests, 669 (36.01%) havien de ser exclosos: 630 perquè mancaven dades de l’OPDQ, 25 perquè proporcionaven informació òbviament falsa, 9 a causa d’un temps de resposta poc realista i 5 a causa dels comentaris que suggereixen que no havien aconseguit entendre l’enquesta. Per augmentar la comparabilitat estadística dels dos subamples (SNS / OP), es va treure una mostra aleatòria de 700 participants a partir dels 1189 restants. Finalment, es van analitzar dades de 700 participants (taula 1).

Mesures

Informació sociodemogràfica

Es va recollir informació sobre sexe, edat, educació, ocupació i estat de relació.

Informació sobre ús general i específic d’internet

Els participants van informar de quant temps (hores) passen en línia en una setmana típica. A més, van proporcionar informació específica sobre el seu ús SNS o OP, com ara els llocs SNS / OP que utilitzen majoritàriament i quant temps utilitzen SNS o OP (hores / setmana).

Ús problemàtic

Es va valorar la tendència d’ús problemàtic de SNS o OP amb les versions alemanyes de la SNSDQ i OPDQ. Aquests qüestionaris són versions modificades de l’IGDQ. L'IGDQ consta de nou ítems, que reflecteixen els criteris DSM-5 corresponents per IGD. Té un format de resposta dicotòmica format per "no" (0) i "sí" (1). La puntuació s’obté afegint les respostes (rang de puntuació: 0–9). Es va definir una puntuació de ≥ 5 com a tall per rebre un diagnòstic d’IGD [30]. Per a la seva adaptació quant a SNS i OP, els elements originals van ser reformulats substituint totes les referències a jocs en línia per referències a SNS o OP. Per exemple, "Et sents inquiet, irritable, malhumorat, enfadat, ansiós o trist quan intentes reduir o deixar d'utilitzar SNS o quan no puguis utilitzar SNS?" en lloc de "Et sents inquiet, irritable, malhumorat, enfadat, ansiós o trist quan intentes reduir, deixar de jugar o no poder jugar?"

Prova curta d’addicció a Internet

El sIAT és una versió curta de la prova de la dependència d’Internet i consta de 12 afirmacions que expressen possibles símptomes de l’ús problemàtic d’Internet (per exemple, "amb quina freqüència et trobes dient" només uns minuts més "en línia?") [18]. Per al nostre estudi, hem utilitzat la versió alemanya validada i hem tornat a esborrar els elements per a l'ús de SNS i OP (per exemple, "amb quina freqüència intents reduir el temps que dediqueu a veure pornografia en línia i fallar?") [32]. Els participants han de valorar la freqüència amb la qual van experimentar cada símptoma la darrera setmana en una escala de cinc punts que va des de 5 ('mai') a 1 ('molt sovint'). En la suma resultant (5-12 punts), les puntuacions més altes indiquen un ús més problemàtic. La consistència interna de les escales adaptades en el present estudi va ser bona (SNS: ω = 60 | OP: ω = 0.88).

Breu inventari de símptomes

La versió alemanya del Breve Symptom Inventory (BSI) es va utilitzar per identificar símptomes clínicament rellevants dels participants [33, 34]. La BSI consisteix en 53 declaracions que expressen símptomes de malestar psicològic (per exemple, "En els darrers 7 dies, quant vas estar angoixat en sentir-te tens o aplaçat?"). Els ítems es responen en una escala de cinc punts que va des de 5 ("en absolut") fins a 0 ("extremadament"). La puntuació total oscil·la entre 4 i 0, amb puntuacions més altes que indiquen un nivell més alt de dificultat. La consistència interna de les mostres presents va ser excel·lent, amb ω = 212 (SNS) i ω = 0.96 (OP).

Anàlisi de dades

Les anàlisis estadístiques es van realitzar mitjançant SPSS 24 (IBM SPSS Statistics), SPSS Amos, R versió 3.5.1 [35] i FACTOR per a l'anàlisi de factors exploratoris (EFA) [36]. Per a les anàlisis estàndard d'ítems per a cada qüestionari, el SNSDQ i l'OPDQ, es van calcular les dificultats de l'element i les correlacions entre ítem i total. Com a mesura de la fiabilitat, es va calcular el coeficient omega o omega ordinal (en el cas de dades binomines). Aquests coeficients es recomanen com una alternativa més exacta a l'alfa de Cronbach, especialment quan es trenca el supòsit d'equivalència tau [37,38,39,40]. Pel que fa a la validesa, es van investigar les estructures de factors mitjançant EFAs i anàlisis de factors confirmatoris (CFA). Per a aquests, cada mostra (SNS i OP) es va dividir aleatòriament en dos sub-exemplars (SNS1, SNS2 i OP1, OP2; cada sub-mostra: n = 350). Les submostres SNS1 i OP1 es van utilitzar per als EFA i SNS2 i OP2 per als CFA. La resta de càlculs es basen en el total de mostres. Per comprovar si les submostres diferien en les variables clau (edat, puntuació SNSDQ / OPDQ), es van realitzar proves t independents. Per determinar la idoneïtat de les dades per a l'EFA, es van emprar la prova Kaiser – Meyer – Olkin (KMO) i la prova d'esfericitat de Bartlett. A causa del format de resposta dicotòmica del SNSDQ i l’OPDQ, els EFA van seguir Jeromin et al. (2016) [31] i utilitzava correlacions tetraquòriques com a entrada i mínims quadrats no ponderats com a mètode d’estimació [41]. El nombre de factors que cal extreure es va determinar mitjançant la prova MAP de Velicer [42].

Es va realitzar un CFA a SNS2 i OP2 per provar la solució del factor. Els paràmetres del model es van estimar mitjançant estimacions de probabilitats màximes. A causa de la violació de la suposició de normalitat es va aplicar Bollen-Stine Bootstrapping [43]. Per avaluar l’ajust del model, es va calcular l’índex d’ajustament comparatiu (CFI), l’error quadrat d’aproximació (RMSEA) i la mitjana quadrada (SRMR) normalitzada. Segons Hu i Bentler (1999) [44], els criteris de tall per a un ajust de model acceptable són un CFI> 0.95, un RMSEA entre 0.06 i 0.08 i un SRMR <0.08.

Les relacions bivariades entre les puntuacions SNSDQ i OPDG i el temps dedicat a utilitzar Internet en general, el temps dedicat a l’aplicació preferida (SNS / OP) i les puntuacions sIAT es van provar amb correlacions Pearson.

Per donar una primera indicació de validesa diagnòstica, hem comparat els usuaris problemàtics amb els que no tenen problemes. Anàlogament a l’IGDQ, els usuaris amb una puntuació de ≥ 5 punts es van classificar com a usuaris problemàtics i la resta d’usuaris com a no problemàtics [30, 31]. Es van calcular les proves t independents (en el cas de variacions desiguals: les proves de Welch) per comparar els grups quant a l'edat, el temps utilitzat a Internet, el temps dedicat a l'aplicació preferida i les puntuacions sIAT i BSI. A causa de les mides desiguals del grup, Hedges ' g es presenta com a mesura de l'efecte [45]. Un efecte de g = 0.20 es considera petit, g = 0.50 com a mitjà i g = 0.80 tan gran [45].

SNS, OP i ús d’Internet

SNS

Els participants van utilitzar Internet de mitjana durant 20.9 ± 14.8 h / setmana i els SNS durant 9.4 ± 10 h / setmana (44% del temps en línia total), sent Facebook el SNS més popular (n = 355; 50.7%), seguit d’Instagram (n = 196; 28%) i YouTube (n = 74; 10.6%). Les puntuacions mitjanes SNSDQ i sIAT van ser d’1.2 ± 1.5 i 23.6 ± 7.3 punts. En general, 24 participants (3.4%) van tenir una puntuació SNSDQ d’≥5 punts i, per tant, es van situar per sobre del límit per a un ús problemàtic (vegeu la fig. 1 per a més detalls). La puntuació mitjana de l’IBS entre tots els participants va ser de 9.8 ± 16.7.

OP

Els participants van utilitzar Internet de mitjana durant 21.9 ± 15.6 h / setmana i van consumir OP durant 3.9 ± 6.1 h / setmana (18.9% del temps en línia total). La forma més popular de OP eren els vídeos (n = 351; 50.1%), seguit d’imatges (n = 275; 39.3%) i càmeres web (n = 71; 10.1%). Les puntuacions mitjanes OPDG i sIAT van ser 1.5 ± 1.7 i 22.3 ± 7.9. Un total de 50 participants (7.1%) van aconseguir una puntuació OPDQ per sobre del límit de ≥ 5 punts (vegeu la Fig. 1 per a més detalls). La puntuació mitjana del BSI entre tots els participants va ser de 25.6 ± 27.6.

Anàlisi i coherència del producte

Els resultats de les anàlisis d'ítems es presenten a taules 2 i 3.

SNS

Per a la versió SNS, l’ítem 7 va tenir l’aval menor (nombre de respostes afirmatives (naa) = 21), mentre que el tema 6 va tenir el més alt (naa = 247). Això es tradueix en una dificultat d 'ítem p_i = 0.03 (ítem 7) i p_i = 0.35 (ítem 6), amb una dificultat mitjana en tots els ítems de p_i = 0.13. Les correlacions ítem-total corregides van variar entre r_Itc = 0.28 (ítem 3) a r_Itc = 0.39 (ítems 4, 5 i 6), amb una mitjana de r_itc = 0.36. La consistència interna era ω_ordinal = 0.89 i l’escala no s’hauria beneficiat d’eliminar cap element.

OP

A la versió OP del qüestionari, el punt 9 (naa = 24) va tenir la taxa d’avaluació més baixa, mentre que el punt 7 va tenir el més alt (naa = 286). La dificultat mitjana de l’element era p_i =, 17, amb l’element 9 com a màxim (p_i = 0.03) i l'element 7 (p_i = 0.41) el menys difícil. Les correlacions ítem-total corregides van oscil·lar entre r_Itc = 0.29 (ítem 7) i r_Itc = 0.47 (ítem 5), amb una correlació mitjana ítem-total correlació de r_Itc = 0.38. La consistència interna era ω_ordinal = 0.88. L’eliminació d’elements no hauria augmentat la consistència interna.

Estructura del factor

Els subexemplars (SNS1 vs SNS2; OP1 i OP2) no difereixen pel que fa a l'edat, el gènere, l'ús d'Internet, l'ús SNS / OP, el sIAT, SNSDQ / OPDQ i les puntuacions BSI (vegeu Apèndix).

SNS

Test de l'esfericitat de Bartlett (Χ² = 407.4, df = 36, p <0.001), així com el criteri KMO (0.74), indicaven que les dades eren adequades per a l'EFA. La prova MAP de Velicer va recomanar l'extracció d'un sol factor. Aquest factor explicava el 52.74% de la variància total. Les càrregues de factors van oscil·lar entre 0.54 (ítem 3) i 0.78 (ítem 9) (taula 2). Es va calcular un CFA amb el subexemple SNS2 per provar la solució d’un factor. Els índexs d’ajustament eren CFI = 0.81, RMSEA = 0.092 [CI = 0.075–0.111] i SRMR = 0.064 (per al diagrama de ruta, vegeu Fig. 2).

OP

Test de l'esfericitat de Bartlett (Χ² = 455.7, df = 36, p <0.001) i el criteri KMO (0.80) van indicar que les dades eren adequades per a l'EFA i la prova MAP va suggerir una solució d'un factor. El factor extret explicava el 53.30% de la variància total. Els ítems 3 i 7 presentaven les càrregues de factor més baixes (0.52), mentre que l’ítem 9 tenia les més altes (0.93) (taula 3). La solució d’un factor es va provar amb un CFA (subexemple: OP2). Els índexs d’ajustament del model eren CFI = 0.87, RMSEA = 0.080 [CI = 0.062–0.099] i SRMR = 0.057 (per al diagrama de ruta, vegeu Fig. 3).

Correlacions amb l’ús de SNS / OP / internet i puntuacions sIAT

SNS

Les puntuacions SNSDQ estan correlacionades amb el temps d’ús del SNS (r = 0.32, pàg 0.01), el temps d’ús setmanal d’Internet (r = 0.16, pàg 0.01) i les puntuacions sIAT (r = 0.73, pàg 0.01).

OP

Les puntuacions OPDQ estan correlacionades amb el temps d'ús de l'OP (r = 0.22, p <0.01) i molt feble amb el temps d’ús d’Internet per setmana (r = 0.08, p <0.05). La correlació més alta es va trobar amb les puntuacions sIAT (r = 0.72, p <0.01).

Comparació de persones amb un ús SNS / OP problemàtic i no problemàtic

SNS

En comparació amb els usuaris poc probables, els usuaris SNS problemàtics utilitzaven SNS molt més i tenien puntuacions sIAT més altes. També sembla que presentaven més problemes psicopatològics, però, malgrat la mida de l'efecte de la diferència, aquesta era només una tendència (p = 0.13). Per obtenir més informació, consulteu la taula 4.

OP

En comparació amb els usuaris que no són problemàtics, els participants identificats com a usuaris de l'OP problemàtics passaven més temps a Internet en general i més temps utilitzant OP, tenien puntuacions sIAT molt més altes i experimentaven més problemes psicopatològics (taula) 4).

En el present estudi, vam adaptar la versió alemanya de l’IGDQ a l’ús de SNS i OP i vam avaluar les propietats psicomètriques de les versions modificades per tal d’investigar fins a quin punt els criteris IGD són adequats per avaluar l’ús problemàtic de SNS i OP.

Anàlisi d’elements

La valoració mitjana dels ítems va ser baixa per als dos qüestionaris, cosa que s’espera i desitjable, ja que les llistes de verificació avaluen els criteris d’ús problemàtic en una mostra no clínica. Per a l’SNS, l’article 6, l’article més avocat, es refereix a la demora. Això sembla plausible, ja que sovint es fa servir SNS per retardar [46, 47]. L’element 7 (enganyar / cobrir) ha rebut l’aval més baix, que també sembla raonable, ja que moltes persones utilitzen la SNS diàriament i de manera socialment acceptada, fent que aquest tema sigui innecessari [12]. Per a la versió OP, el tema 7 (engany / cover up) va tenir el màxim aval. Aquest és possiblement el cas perquè l’acceptació social de l’OP és bastant baixa, fins i tot si s’utilitza casualment i moltes persones poden sentir-se avergonyides al respecte [48]. L’aval menor ha estat pel tema 9, que sembla raonable, ja que implica conseqüències severes (risc / pèrdua de relacions / oportunitats). Les correlacions entre ítem i total corregides eren mitjanes tant per als qüestionaris com per sobre del llindar de r_Itc = 0.30 [43]. Les úniques excepcions van ser el tema 3 per a SNS i el punt 7 per a OP. El tema 3 fa referència a la tolerància, un criteri propi de l’abús de substàncies, però sembla que és més difícil d’aplicar en el context dels SNS [49]. Sembla raonable la correlació de correcció d’element i opció baixa corregida per a l’ítem 7 (OP), ja que, com s’ha comentat, l’ús d’OP generalment es pot associar a la vergonya, per la qual cosa enganyar als altres sobre el seu ús no discrimina bé entre usuaris problemàtics i no problemàtics.

Fiabilitat

El SNSDQ i l’OPDG mostraven bones consistències internes (SNS: ω_ordinal = 0.89; OP: ω_ordinal = 0.88). Els resultats són comparables a altres qüestionaris que mesuren SNS problemàtics (per exemple, escala de mitjans socials de Bergen: α = 0.88) o l’ús d’OP (per exemple, sIAT-sex: α = 0.88) [16, 20].

Validesa

En el curs dels EFA, es va extreure un factor únic per al SNS, així com la versió OP del qüestionari. Això està en línia amb el resultat de l’IGDQ original [31]. L’element 3 tenia el factor de càrrega més baix en ambdues versions, probablement perquè el criteri de tolerància no s’ajusta gaire bé amb el context de SNS i OP. En definitiva, el criteri de tolerància es va originar amb addiccions basades en substàncies. En aquest context, el seu significat estava molt més clarament definit que pel que fa a l'ús problemàtic d'OP, SNS o, de fet, dels jocs en línia, per als quals també es discuteix de forma controvertida la seva utilitat (per: [30, 50] | contra: [51, 52]). A la versió OP, l'ítem 7 (engany / cover up) també tenia un factor de càrrega inferior als altres ítems. Això reflecteix l'argument anterior sobre el motiu pel qual l'element no és tan útil per diferenciar els usuaris problemàtics i no problemàtics (el 37.4% dels usuaris no problemàtics i el 86% dels usuaris problemàtics ho avalen). Això indica que el comportament de cobertura no està associat explícitament amb un excés d'ús mesurat per l'OPDG, sinó probablement amb actituds socials envers l'OP en general.

En general, els resultats dels CFA van suggerir que les solucions d’un factor per als dos qüestionaris són qüestionables i no representen un bon ajust. Si bé el SRMR era bo per ambdós models, la CFI i la RMSEA estaven per sota i respectivament per sobre dels límits. Com a l'EFA, el tema 6 per a SNS i el tema 7 per a OP tenien càrregues de factor especialment baixes. Això implica que la seva correlació amb la respectiva escala global sigui baixa i, per tant, que la seva correlació amb el comportament d’ús problemàtic sigui baixa. Tot i que això no suposa necessàriament cap problema, és important que estudis posteriors verifiquin si aquests articles s’han de revisar, ponderar de manera diferent o fins i tot eliminar-los.

Els dos qüestionaris es van correlacionar fortament amb les versions sIAT corresponents, cosa que indica una bona validesa convergent. La versió SNS va mostrar correlacions petites o mitjanes amb l’ús general d’Internet i el temps d’ús del SNS (per setmana). La versió OP també va mostrar una petita correlació amb el temps d’ús de l’OP (a la setmana). La mida de les correlacions d’ús problemàtic amb el temps dedicat a l’ús de l’aplicació respectiva es troba en el rang de les que s’informa constantment [53,54,55].

Per avaluar la validesa diagnòstica del SNSDQ i OPDQ, primer vam comparar les taxes de prevalença observades amb les trobades en altres estudis. En el cas dels SNS, el 3.4% dels participants va superar el tall i, pel que fa a OP, el 7.1% va complir els criteris d’ús problemàtic. Tot i que la comparació de les taxes de prevalença és difícil a causa de la multitud d’instruments de diagnòstic diferents, les taxes aquí trobades són comparables a algunes de la literatura existent. En el seu estudi d’una mostra representativa nacional d’adolescents hongaresos, Bányai et al. (2017) [3] va trobar una taxa de prevalença del 4.5% per a un ús problemàtic de SNS. Respecte a l’ús problemàtic d’OP, Giordano i Cashwell (2017) [55] va reportar una taxa de prevalença del 10.3% en una mostra d’estudiants universitaris nord-americans i Ross i col·legues (2012) [15] va trobar una taxa del 7.6% en una mostra d’adults suecs.

És important tenir en compte que no es pot fer cap diagnòstic mitjançant aquests instruments. En primer lloc, ni el DSM-5 ni l’ICD-11 contenen cap diagnòstic per a l’ús problemàtic d’OP o SNS. En segon lloc, fins i tot si ho fessin, seria necessària una entrevista clínica per part d’un expert per verificar la presència d’angoixa i deteriorament funcional clínicament significatius i l’absència de criteris d’exclusió per al cas individual, que són requisits per al diagnòstic psiquiàtric. Aquest judici clínic independent no es va recollir en el present estudi, de manera que no podem determinar si les persones per sobre del límit justificarien algun diagnòstic. No obstant això, els consideraríem com a possibles candidats a aquest diagnòstic. Per investigar més a fons la validesa del diagnòstic, hem comparat els usuaris per sobre i per sota del límit i hem trobat diferències marcades. Els usuaris problemàtics passaven més temps en línia a la setmana (només per a OP) i feien servir la seva aplicació preferida durant més temps. Tot i que un augment del temps d’ús no és un criteri suficient per inferir un ús problemàtic, diversos estudis han trobat una correlació –tot i que feble– entre el temps d’ús i l’ús problemàtic [53,54,55]. A més, els usuaris amb problemes presentaven puntuacions sIAT molt més elevades i sembla que experimentaven un nivell més alt de molèstia psicològica (només per a OP). En general, aquests resultats, en particular la diferència molt gran entre les puntuacions totals de la BSI en el cas dels usuaris OP problemàtics, es poden considerar com a primers indicadors de la validesa del criteri dels instruments i suggereixen que els criteris IGD poden ser adequats per identificar persones amb un ús problemàtic de SNS o OP [56].

Limitacions

L'estudi ha de ser considerat a la llum de les seves limitacions. Una limitació és que només es van provar els participants adults, tot i que els SNS són especialment freqüents entre adolescents [3]. Una limitació addicional és que no tots els participants van respondre a tots els qüestionaris sobre ús problemàtic (SNS, OP i IGD). Això hauria permès una investigació més detallada de l’encavalcament entre l’ús problemàtic de les aplicacions respectives. A més, només es van recollir dades autorealitzades, que són propenses a efectes esbiaixats, com la conveniència social o la variació del mètode comú. A més, no van incloure un judici clínic. Tenint en compte que l’objectiu de les llistes de verificació d’autoreportatges és identificar usuaris problemàtics, els estudis posteriors haurien d’investigar la seva validesa amb mostres de persones jutjades pels clínics per mostrar un ús problemàtic en un sentit clínicament rellevant. A més, és important tenir en compte que no s’han acordat ni els criteris per a un diagnòstic, ni el nombre d’elements ni cap tall. No pretenem proposar cap argument per tal que aquests patrons de comportament justifiquin la condició de "trastorn". Més aviat pretenem promoure la investigació sobre la identificació de l’ús problemàtic de SNS i OP proporcionant un instrument comú que pugui ajudar a una avaluació comparativa i suggerir l’ús d’aquest instrument com a punt de partida comú per a aquestes investigacions, modificant-les tal com suggereixen investigacions posteriors. .

Com que alguns paràmetres psicomètrics dels qüestionaris provats no són satisfactoris, sembla que els criteris IGD no es poden transferir simplement a l'ús problemàtic de SNS / OP. Tot i això, els nostres resultats globals indiquen que es tracta d’un punt de partida prometedor i donen suport a la viabilitat d’utilitzar criteris IGD adaptats com a marc per avaluar l’ús problemàtic de SNS / OP. Aquest estudi contribueix a la investigació sobre aspectes de mesurament dels usos problemàtics del SNS i OP i podria ser un primer pas cap a una avaluació normalitzada i contribuir a la investigació d'aquests conceptes emergents. Les futures investigacions haurien d’investigar encara més la utilitat dels criteris DSM-5 per a IGD en el context de l’ús SNS / OP.

Els conjunts de dades que s’utilitzen i / o s’analitzen durant l’estudi actual estan disponibles per part de l’autor corresponent a petició raonable.

BSI:

Breu inventari dels símptomes

CFA:

Anàlisi del factor de confirmació

CFI:

Índex comparatiu d’ajustament

CI:

Interval de confiança

DSM-5:

Manual de diagnòstic i estadístic dels trastorns mentals

EPT:

Anàlisi de factors exploratoris

IGD:

Trastorn del joc a Internet (IGD)

KMO:

Kaiser – Meyer – Olkin

NAA:

Nombre de respostes afirmatives

PO:

Pornografia en línia

OPDQ:

Qüestionari de trastorns en pornografia en línia

RMSEA:

Error quadrat d’aproximació de la mitjana arrel

SIAT:

Prova breu d’addicció a Internet

SNS:

Llocs web de xarxes socials

SNSDQ:

Qüestionari de trastorns de llocs de xarxes socials

SRMR:

Residu quadrat mitjà normalitzat arrel