Internet afhængighed: coping stilarter, forventninger og behandlingsimplikationer (2014)

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

• ¹Institut for Generel Psykologi: Kognition, Universitetet i Duisburg-Essen, Duisburg, Tyskland
• ²Erwin L. Hahn Institut for Magnetisk Resonans Imaging, Essen, Tyskland
• ³Center for Internet Addiction, Russell J. Jandoli Skolen for Journalistik og Massekommunikation, St. Bonaventure University, Olean, NY, USA

Internetafhængighed (IA) er blevet en alvorlig psykisk sygdomstilstand i mange lande. For bedre at forstå de kliniske konsekvenser af IA undersøgte denne undersøgelse statistisk en ny teoretisk model, der illustrerer underliggende kognitive mekanismer, der bidrager til udvikling og vedligeholdelse af lidelsen. Modellen skelner mellem en generaliseret internetafhængighed (GIA) og specifikke former. Denne undersøgelse afprøvede modellen på GIA på en befolkning af generelle internetbrugere. Resultaterne fra 1019-brugere viser, at den hypotese strukturelle ligningsmodel forklarede 63.5% af variansen af ​​GIA-symptomer, målt ved den korte version af Internet Addiction Test. Ved hjælp af psykologisk og personlighedstest viser resultaterne, at en persons specifikke kognitioner (dårlige coping og kognitive forventninger) øger risikoen for GIA. Disse to faktorer medierede symptomerne på GIA, hvis andre risikofaktorer var til stede, såsom depression, social angst, lavt selvværd, lav selvværd og høj stress sårbarhed for at nævne nogle få områder, der blev målt i undersøgelsen. Modellen viser, at personer med høj coping færdigheder og ingen forventninger om at internettet kan bruges til at øge positive eller reducere negativt humør, er mindre tilbøjelige til at engagere sig i problematisk internetbrug, selv når andre personligheder eller psykologiske sårbarheder er til stede. Konsekvenserne for behandling omfatter en klar kognitiv komponent til udviklingen af ​​GIA og behovet for at vurdere en patients coping-stil og -kognitioner og forbedre defekt tænkning for at reducere symptomer og engagere sig i genopretning.

Introduktion

En problematisk brug af internettet er blevet identificeret i en række undersøgelser og viser, at vedvarende negative konsekvenser som jobtab, akademisk svigt og skilsmisse skyldes overdreven internetbrug (for anmeldelser se Griffiths, 2000a,b; Chou et al., 2005; Widyanto og Griffiths, 2006; Byun et al., 2009; Weinstein og Lejoyeux, 2010; Lortie og Guitton, 2013). Den kliniske relevans af dette fænomen har betydning i forhold til baggrunden for høje anslåede prævalens satser, der spænder fra 1.5 til 8.2% (Weinstein og Lejoyeux, 2010) eller endda op til 26.7% afhængigt af anvendte skalaer og anvendte kriterier (Kuss et al., 2014).

Selvom den første beskrivelse af dette kliniske problem er næsten 20 år siden (Young, 1996), klassificeringen diskuteres stadig kontroversielt og følgelig anvendes flere udtryk i den videnskabelige litteratur, der spænder fra "tvangsmæssig internetbrug" (Meerkerk et al., 2006, 2009, 2010), "Internetrelaterede problemer" (Widyanto et al., 2008), "Problematisk internetbrug" (Caplan, 2002), "Patologisk internetbrug" (Davis, 2001) til "Internet relateret vanedannende adfærd" (Brenner, 1997) for blot at nævne nogle få. I de sidste 10-år har de fleste forskere på dette område imidlertid brugt udtrykket "internetafhængighed" eller "internetafhængighedsforstyrrelse" (f.eks. Johansson og Götestam, 2004; Blok, 2008; Byun et al., 2009; Dong et al., 2010, 2011, 2013; Kim et al., 2011; Purty et al., 2011; Young, 2011b, 2013; Young et al., 2011; Zhou et al., 2011; Cash et al., 2012; Hou et al., 2012; Hong et al., 2013a,b; Kardefelt-Winther, 2014; Pontes et al., 2014; Tonioni et al., 2014). Vi foretrækker også udtrykket "Internetafhængighed (IA)", fordi nyere artikler (se diskussion i Brand et al., 2014) fremhæve parallellerne mellem en overforbrug af internettet og andre vanedannende adfærd (f.eks. Grant et al., 2013) og også stofafhængighed (se også Young, 2004; Griffiths, 2005; Meerkerk et al., 2009). Det er blevet hævdet, at mekanismer relateret til udvikling og vedligeholdelse af stofafhængighed er overførbare til en vanedannende anvendelse af internetapplikationer (og også andre adfærdsmæssige afhængigheder), for eksempel incitamentfølsomhedsteori om afhængighed og beslægtede begreber (f.eks. Robinson og Berridge, 2000, 2001, 2008; Berridge et al., 2009). Dette passer også fint sammen med komponentmodellen på vanedannende adfærd (Griffiths, 2005).

Mange undersøgelser er blevet gennemført på psykologiske korrelater af IA, men det er i det mindste i de fleste tilfælde blevet gjort - uden at skelne mellem en generaliseret internetafhængighed (GIA) og en bestemt internetafhængighed (SIA; Morahan-Martin og Schumacher, 2000; Leung, 2004; Ebeling-Witte et al., 2007; Lu, 2008; Kim og Davis, 2009; Billieux og Van der Linden, 2012), selv om psykologiske mekanismer kan være forskellige, også for forskellige aldersgrupper eller anvendte anvendelser (Lopez-Fernandez et al., 2014). Vores undersøgelse undersøger de formidlende effekter af coping-stilarter og kognitive forventninger til internetbrug i udvikling og vedligeholdelse af GIA for at bidrage til en bedre forståelse af de underliggende mekanismer og potentielle konsekvenser for diagnostik og behandling.

På et teoretisk niveau blev det allerede postuleret, at IA skal differentieres med hensyn til den generelle internetbrug (Griffiths og Wood, 2000) i forhold til specifikke typer IA som cybersex, online-relationer, netto tvang (f.eks. spil, shopping), informationssøgning og online spil for at udvikle en afhængighed af internettet (f.eks. Young et al., 1999; Meerkerk et al., 2006; Blok, 2008; Brand et al., 2011). Imidlertid er kun en undertype, Internet Gaming Disorder, inkluderet i tillægget til DSM-5 (APA, 2013). De fleste undersøgelser vurderede enten IA som en samlet konstruktion eller kun vurderet en bestemt subtype (i de fleste tilfælde Internet gaming). I sin kognitive adfærdsmodel, Davis (2001) også differentieret mellem en generaliseret patologisk internetbrug (GIA) og en specifik patologisk internetbrug (SIA). GIA blev beskrevet som en multidimensionel overbrug af internettet, ofte ledsaget af tidsaffald og ikke-rettet brug af internettet. Sociale aspekter af internettet (fx social kommunikation via sociale netværkssider) anvendes specielt (se også diskussion i Lortie og Guitton, 2013), som skulle være forbundet med manglende social støtte og sociale underskud, som en person oplevede i ikke-virtuelle situationer. Derudover er det blevet hævdet, at emner kan bruge mange forskellige internetapplikationer overdrevent uden at have en bestemt favorit, for eksempel at spille spil, se pornografi, surfe på information og / eller shoppingsteder, sende selvhjælp, se videoer på videoplatforme, læse blogs af andre, og så videre. I dette tilfælde kan man hævde, at personen er afhængig af internettet og ikke afhængig af internettet (men se også diskussion i Starcevic, 2013). Davis hævder, at en hovedforskel mellem GIA og SIA er, at personer, der lider af GIA, ikke ville have udviklet en lignende problematisk adfærd uden internettet, mens personer, der lider af SIA, ville have udviklet lignende problematisk adfærd inden for en anden indstilling. I begge former for vanedannende brug af internettet, GIA og SIA foreslås dysfunktionelle erkendelser om sig selv og om verden at spille en afgørende rolle (Caplan, 2002, 2005).

Forskning vedrørende GIA viste, at subjektive klager i hverdagen som følge af internetbrug er korreleret med forskellige personlighedskarakteristika. Faktisk blev det vist, at GIA er forbundet med psykopatologiske comorbiditeter, såsom affektive eller angstlidelser (Whang et al., 2003; Yang et al., 2005; Weinstein og Lejoyeux, 2010) såvel som personlighedsegenskaberne skønhed, neurotikisme, stresssårbarhed, tendenser til udskydelse og lavt selvværd (Niemz et al., 2005; Ebeling-Witte et al., 2007; Hardie og Tee, 2007; Thatcher et al., 2008; Kim og Davis, 2009). Faktorer af social sammenhæng, fx manglende social støtte eller social isolation (Morahan-Martin og Schumacher, 2003; Caplan, 2007) og endog ensomhed i uddannelsesinstitutionen hos unge (Pontes et al., 2014), synes at være relateret til GIA. Desuden er det blevet hævdet, at brugen af ​​internettet som et redskab til at håndtere problematiske eller stressfulde livshændelser bidrager til udviklingen af ​​GIA (Whang et al., 2003; Tang et al., 2014). Personer med IA viser også en høj tendens til impulsiv coping strategi (Tonioni et al., 2014). Nogle forfattere begreber endda IA ​​som en form for at håndtere hverdagen eller hverdagen (Kardefelt-Winther, 2014). Der er stadig kun nogle første undersøgelser, der udtrykkeligt sammenlignede forudsigere af forskellige typer SIA. Pawlikowski et al. (2014) rapporterede, at skygge og livtilfredshed er relateret til en vanedannende brug af internetspil, men ikke til en patologisk brug af cybersex eller brugen af ​​både spil og cybersex.

Baseret på tidligere forskning, især på argumenterne fra Davis (2001), og også i betragtning af nutidens litteratur om neuropsykologiske og neuroimagerende fund i emner, der er afhængige af internettet, har vi for nylig offentliggjort en teoretisk model om udvikling og vedligeholdelse af GIA og SIA (Brand et al., 2014). Nogle aspekter i modellen er allerede nævnt i forbindelse med brugen af ​​sociale netværkssteder, for eksempel forventningen om positive resultater (Turel og Serenko, 2012). Det har også vist sig, at en overdreven eller vanedannende brug af online-auktioner er korreleret med ændringer i enkeltpersoners overbevisning om teknikken, og dette bestemmer fremtidig brug og brug af hensigter (Turel et al., 2011). Dette er i tråd med vores teoretiske model på GIA, hvor vi antager, at tro eller forventninger om, hvad internettet kan gøre for en person, påvirker adfærd, dvs. internetbrug, som igen også påvirker fremtidige forventninger. Men i vores model har vi fokuseret på den formidlende rolle af forventninger og coping strategier i udvikling og vedligeholdelse af en GIA og specifikke typer SIA.

Til udvikling og vedligeholdelse af GIA hævder vi, at brugeren har visse behov og mål, der kan opnås ved at bruge visse internetapplikationer. Baseret på forudgående forskning indarbejdede vi flere af disse fund for at udvikle en omfattende model til sammenknytning af disse elementer. I starten er en persons kerneegenskaber forbundet med IA og omfatter psykopatologiske aspekter, personlighedsaspekter og sociale kognitioner. I første afsnit indbefattede vi psykopatologiske symptomer, især depression og social angst (f.eks. Whang et al., 2003; Yang et al., 2005), dysfunktionelle personlighedsfacetter, såsom lav selvværd, svaghed, stresssårbarhed og udsættelsestendenser (Whang et al., 2003; Chak og Leung, 2004; Caplan, 2007; Ebeling-Witte et al., 2007; Hardie og Tee, 2007; Thatcher et al., 2008; Kim og Davis, 2009; Pontes et al., 2014) og social isolation / manglende social støtte (Morahan-Martin og Schumacher, 2003; Caplan, 2005) i udviklingen af ​​GIA. Vi foreslog dog, at indflydelsen af ​​disse personers primære egenskaber og kendelser om udviklingen af ​​en vanedannende brug af internettet skulle medieres af visse internetrelaterede erkendelser, især internetforventninger (Turel et al., 2011; Xu et al., 2012; Lee et al., 2014), og visse strategier til at klare dagligdags krav eller daglige problemer (Tang et al., 2014; Tonioni et al., 2014). I den tredje del af modellen, som følge heraf, hvis brugeren går online og modtager forstærkning i form af dysfunktionel coping med problemer eller negativ humør, og personen forventer, at internettet vil distrahere dem fra problemer eller negative følelser, så jo mere sandsynligvis vil de vende sig til internettet for at undslippe de følelser, der fremgår af tab af kontrol, dårlig tidsledelse, trang og øgede sociale problemer. Styrkelsen af ​​forstærknings- og konditioneringsprocesser er blevet beskrevet godt i litteraturen om udvikling og vedligeholdelse af stofrelaterede lidelser (f.eks. Robinson og Berridge, 2001, 2008; Kalivas og Volkow, 2005; Everitt og Robbins, 2006). Vi har også hævdet, at den positive og negative forstærkning af coping-stil og internetforbrug forventes successivt at resultere i et tab af kognitiv kontrol over internettet, som er formidlet af præfrontale (executive) funktion (Brand et al., 2014).

Selv om denne model passer godt sammen med tidligere litteratur om vigtige fund med hensyn til psykologiske mekanismer bag IA (se oversigter ved Kuss og Griffiths, 2011a,b; Griffiths, 2012) og også med meget nylige neuropsykologiske og neuroimaging korrelater af GIA og forskellige typer SIA (Kuss og Griffiths, 2012; Brand et al., 2014), har denne model stadig brug for empiriske beviser med hensyn til inkremental validitet. I denne undersøgelse har vi til formål at oversætte de hypoteser, der er opsummeret i den teoretiske model på GIA, der er skitseret ovenfor, til en statistisk model på latente variabler og testede prædiktor- og mediatorvirkningerne på sværhedsgraden af ​​GIA-symptomer ved hjælp af en stor internetpopulation. Ved hjælp af validerede psykologiske og personlighedsforanstaltninger vurderede vi først personers kerneegenskaber ved at forudsige en overdreven og vanedannende brug af internettet på en generaliseret måde. Ved hjælp af et valideret mål for coping og en nyudviklet måling af internetbrugsforventninger testede vi, hvis dårlige coping færdigheder og internetforbrug forventninger (såsom at bruge internettet til at undslippe negative følelser eller ubehagelige situationer) formidle forbindelsen mellem personens kerneegenskaber og symptomer på GIA.

Materialer og Metoder

Den operationelle model

Vi oversatte først den teoretiske model beskrevet i indledningen og illustreret i artiklen af Brand et al. (2014) ind i en testbar og operationel statistisk model. For hver af de dimensioner, der er nævnt i den teoretiske model, valgte vi mindst to manifestvariable til at opbygge en strukturel ligningsmodel (SEM) på latent niveau. For hver variabel anvendte vi en specifik skala (hver bestående af flere elementer, se beskrivelse af instrumenterne nedenfor) for at aktivere manifestvariablerne. Denne operationelle model som SEM på latent niveau er vist i figur 1.

 

FIGUR 1. Den operationelle model, herunder hovedforudsætninger af den teoretiske model på GIA, om latent dimension.

Emner

Ved hjælp af en omfattende online undersøgelse havde vi 1148 respondenter. Efter udelukkelse af 129 deltagere på grund af ufuldstændige data i de psykometriske skalaer bestod den endelige prøve af N = 1019. Deltagerne blev rekrutteret af reklamer, internetplatforme (Facebook-konto af teamet General Psychology: Cognition), e-mail-lister til elever fra Universitetet i Duisburg-Essen og via flyers i lokale pubber og barer samt word-of- mund anbefalinger. Annoncerne, e-mails og flyers indeholdt en erklæring om, at deltagerne kan deltage i en raffl e, der har chancen for at vinde en af ​​følgende ting: (1) iPad, (2) iPad mini, (3) iPod nano, (4 ) iPod shu ffl e, 20 Amazon gavekort (50 Euro hver). Undersøgelsen blev godkendt af det lokale etiske udvalg.

Gennemsnitsalderen for den endelige prøve var 25.61 år (SD = 7.37). Prøven omfattede 625 (61.33%) kvinder og 385 (37.78%) mænd (ni frivillige besvarede ikke dette spørgsmål). Med hensyn til privatlivssituationen boede 577 deltagere (56.62%) i et forhold eller var gift, og 410 (40.24%) angav ikke at have et nuværende forhold (32 deltagere svarede ikke på dette spørgsmål). På vurderingstidspunktet var 687 deltagere (67.42%) studerende, 332 deltagere (32.58%) havde et almindeligt job (med vores uden akademisk baggrund). Af hele stikprøven opfyldte 116 deltagere (11.4%) kriterierne for problematisk internetbrug [cut-off> 30 i den korte internetafhængighedstest (s-IAT), se beskrivelse af instrumentet nedenfor] og 38 deltagere (3.7%) for en patologisk brug af Internettet (> 37 i s-IAT). Den gennemsnitlige tid brugt på Internettet var 972.36 min / uge (SD = 920.37). Af hele stikprøven brugte 975 personer sociale netværk / kommunikationswebsteder (M_{min / uge} = 444.47, SD = 659.05), 998 individer (97.94%) søgte oplysninger på internettet (M_{min / uge} = 410.03, SD = 626.26), 988 individer (96.96%) brugte shopping sites (M_{min / uge} = 67.77, SD = 194.29), online spil blev brugt af 557 deltagere (54.66%, M_{min / uge} = 159.61, SD = 373.65), blev online gambling udført af 161 deltagere (15.80% M_{min / uge} = 37.09, SD = 141.70), og cybersex blev anvendt af 485 individer (47.60%, M_{min / uge} = 66.46, SD = 108.28). Med hensyn til brugen af ​​flere internetapplikationer rapporterede 995-deltagere (97.64%) at bruge tre eller flere af de ovennævnte internetapplikationer regelmæssigt.

Instrumenter

Kort internetafhængighedstest (s-IAT)

Symptomer på IA blev vurderet med den tyske korte version af Internet Addiction Test (Pawlikowski et al., 2013), som er baseret på den oprindelige version udviklet af Young (1998). I den korte version (s-IAT) skal 12 emner besvares på en fem-punkts skala, der spænder fra 1 (= aldrig) til 5 (= meget ofte), hvilket resulterer i sumscores fra 12 til 60, mens scores> 30 angiver en problematisk internetbrug og score> 37 indikerer patologisk internetbrug (Pawlikowski et al., 2013). SAT-IAT består af to faktorer: tab af kontrol / tidsstyring og trang / sociale problemer (hver med seks elementer). Selv om 12-elementerne indlæser to faktorer i både sonderende og bekræftende faktoranalyse (CFA; Pawlikowski et al., 2013), fanger de de vigtigste symptomer på IA, som for eksempel beskrevet i komponentmodellen af ​​(Griffiths, 2005). Det første abonnement "tab af kontrol / tidsstyring" vurderer, hvor stærk en person lider af tidsledelsesproblemer i hverdagen på grund af hans / hendes internetbrug (f.eks. "Hvor ofte forsømmer du husholdningsarbejdet til at bruge mere tid online?" "Hvor ofte taber du søvn på grund af at være online sent om aftenen?"). Elementer i denne abonnement vurderer også negative konsekvenser som følge af internetbruget (f.eks. "Hvor ofte går dine karakterer eller skolearbejde på grund af den tid, du bruger online?"). Det måles også, hvis fagpersonerne oplever tab af kontrol over deres internetbrug, og hvis de har forsøgt at reducere deres internetbrug og mislykkedes (f.eks. "Hvor ofte finder du, at du bliver længere online end du havde tænkt?" Og "Hvor ofte forsøger du at reducere mængden af ​​tid du bruger online og mislykkes? "). Alle varer måler ikke tiden online, men hvorvidt enkeltpersoner oplever et tab af kontrol med deres internetbrug og problemer i hverdagen som følge af deres internetbrug. Det andet abonnement "trang / sociale problemer" måler effekten af ​​overdreven brug af internettet på sociale interaktioner og optagelsen af ​​mediet (f.eks. "Hvor ofte føler du dig optaget af internettet, når du er i gang eller fantasere om at være online?"). Elementer i denne abonnement vurderer også interpersonelle problemer (f.eks. Hvor ofte knager du, råber eller virker irriteret, hvis nogen plager dig, mens du er online?) Og humørregulering (f.eks. "Hvor ofte føler du deprimeret, moody , eller nervøs, når du er o ffl ine, som går væk, når du er tilbage online?). Alle poster omfatter udtrykkene "Internet" eller "online" generelt uden at fokusere på en bestemt applikation. I instruktionen blev deltagerne informeret om, at alle spørgsmål vedrører deres generelle brug af internettet, herunder alle anvendte anvendelser.

SATAT har gode psykometriske egenskaber og validitet (Pawlikowski et al., 2013). I vores stikprøve var intern konsistens (Cronbach's α) 0.856 for hele skalaen, 0.819 for faktor tab af kontrol / tidsstyring og 0.751 for faktorbehovet / sociale problemer.

Kort Symptom Inventory - subsale depression

Symptomer på depression blev vurderet med den tyske version (Franke, 2000) af den abonnente depression af den korte symptombeholdning (Boulet og boss, 1991; Derogatis, 1993). Skalaen består af seks elementer, der vurderer depressive symptomer for de sidste 7 dage. Svarene skal gives på en fempunkts skala, der spænder fra 0 (= slet ikke) til 4 (= ekstremt). Intern konsistens (Cronbach's α) i vores stikprøve var 0.858.

Kort Symptom Inventory - abonnent interpersonel følsomhed

Symptomer på social angst og interpersonel følsomhed blev vurderet med den tyske version (Franke, 2000) af den abonnente interpersonelle følsomhed i Kort Symptom Inventory (Boulet og boss, 1991; Derogatis, 1993). Skalaen består af fire punkter, og svarene skal gives på en fempunkts skala fra 0 (= slet ikke) til 4 (= ekstremt). Intern konsistens (Cronbach's α) i vores stikprøve var 0.797.

Selvværdeskala

Selvværd blev vurderet af selvværdeskalaen (Rosenberg, 1965). Vi brugte her den ændrede tyske version (Collani og Herzberg, 2003), som består af ti elementer. Svarene skal gives på en firepunkts skala fra 0 (= stærkt uenig) til 3 (= stærkt enig). Intern konsistens (Cronbach's α) i vores stikprøve var 0.896.

Selvværdeskala

Selvværdighed blev vurderet af Self-Effect Scale (Schwarzer og Jerusalem, 1995), som består af 10 elementer. Svarene skal gives på en firepunkts skala, der spænder fra 1 (= ikke sandt) til 4 (= nøjagtigt sandt). Intern konsistens (Cronbach's α) i vores stikprøve var 0.863.

Trier Inventory for kronisk stress

Stressårbarhed blev målt ved screeningsversionen af ​​Trier-inventaret for kronisk stress (TICS; Schulz et al., 2004). Screeningen indeholder 12-artikler om stresseksponering i de sidste 3 måneder. Hver sætning skal besvares på en fempunkts skala fra 0 (= aldrig) til 4 (= meget ofte). Intern konsistens (Cronbach's α) i vores stikprøve var 0.908.

Ensomhed skala

Den korte version af ensomhedsskalaen (De Jong Gierveld og Van Tilburg, 2006) blev brugt til at måle følelser af ensomhed (subscale følelsesmæssig ensomhed, tre ting) og opfattet social støtte (social support subscale, tre elementer). Alle udsagn skal besvares på en fempunktsskala fra 1 (= nej!) Til 5 (= ja!). Intern konsistens (Cronbach's α) i vores stikprøve var 0.765 for den abonnente følelsesmæssige ensomhed og 0.867 for den abonnente sociale støtte.

Kortfattet COPE

Den korte COPE (Carver, 1997) foranstaltninger coping stil i flere forskellige underdomæner. Vi anvendte her tre abonnementer af den tyske version (Knoll et al., 2005): benægtelse, stofbrug og adfærdsmæssig frigørelse. Hver subscale var repræsenteret af to punkter, som skulle besvares på en firepunkts skala, der spænder fra 1 (= det har jeg slet ikke gjort) til 4 (= Jeg har gjort det meget). Intern konsistens (Cronbach's α) i vores stikprøve var 0.561 for abonnementet benægtelse, 0.901 til brug af abonnent stof og 0.517 for abonnent adfærdsmæssig frigørelse. Da skalaerne kun består af to elementer, og da instrumentet er blevet anvendt i flere valideringsundersøgelser, herunder rapporter om re-test pålidelighed, betragter vi pålideligheden som acceptabel.

Brug af internetforventninger Skala

For at vurdere forventninger til internetforbrug udviklede vi en ny skala, der bestod - i den første version - af 16-elementer. Elementerne afspejler nogle centrale motiverende faktorer som f.eks. Rapporteret af Xu et al. (2012) og også af Yee (2006). Varerne blev tildelt a priori til to skalaer (hver med otte elementer): Forventninger til internetforbrug, der afspejler positiv forstærkning (f.eks. "Jeg bruger internettet til at opleve fornøjelse") og dem der afspejler negativ forstærkning (f.eks. "Jeg bruger internettet til at distrahere fra problemer"). Alle svar blev givet på en seks-punkts skala, der spænder fra 1 (= helt uenig) til 6 (= helt enig). På grundlag af de data, vi har indsamlet i denne undersøgelse (N = 1019), gennemførte vi en sonderende faktoranalyse (EFA). Horns (1965) parallelanalyse og den minimale gennemsnitlige partielle (MAP) test (Velicer, 1976) blev brugt til at bestemme det passende antal faktorer. Denne procedure resulterede i en stabil tofaktoropløsning. En EFA med hovedkomponentanalyse og varimaxrotation blev derefter udført for at vurdere strukturen af ​​internetforbrugsforventningsskalaen (IUES). Resultater fra EFA indgået med en endelig 8-vareversion af IUES med tofaktorstrukturen forbliver (tabel 1). Med disse to faktorer observerede vi en variansforklaring på 63.41%. Den første faktor indeholder fire emner med høje belastninger på hovedfaktoren (> 0.50) og lave belastninger på den anden faktor (<0.20) og vedrører positive forventninger, så vi kaldte denne faktor "positive forventninger." Den anden faktor består af fire emner med høje belastninger på hovedfaktoren (> 0.50) og lave belastninger på den anden faktor (<0.20) og alle emner relateret til internetbrug for at undgå eller reducere negative følelser eller tanker, så vi navngav dette faktor "forventninger til undgåelse." Begge faktorer har god pålidelighed ("positive forventninger": Cronbachs α = 0.832 og "undgåelsesforventninger" Cronbachs α = 0.756). De to faktorer blev korreleret signifikant (r = 0.496, p <0.001) med en moderat effekt (Cohen, 1988).

 

TABEL 1. Faktorbelastninger og pålideligheder af de to faktorer i IUES, midler til de klassificerede poster og varenumrene.

For at sikre instrumentets fakultetstruktur vurderede vi en ekstra prøve af 169-emner (gennemsnitlig alder = 21.66, SD = 2.69; 106 kvinder) til at anvende en CFA. CFA'en blev udført med MPlus (Muthén og Muthén, 2011). Til evaluering af modelpasninger anvendte vi standardkriterier (Hu og Bentler, 1995, 1999): Den standardiserede røde middelkvadratresidual (SRMR; værdier under 0.08 indikerer god pasform med dataene), sammenlignende fitindekser (CFI / TLI; værdier over 0.90 indikerer en god pasform, værdier over 0.95 en fremragende pasform) fejl ved tilnærmelse (RMSEA; "test af tæt pasform"; en værdi under 0.08 med en signifikansværdi under 0.05 indikerer acceptabel pasform). CFA bekræftede tofaktor-løsningen for IUES med gode til gode pasformparametre: RMSEA var 0.047, CFI var 0.984, TLI var 0.975, og SRMR var 0.031. Χ² testen var ikke signifikant, x² = 24.58, p = 0.137, der indikerer, at dataene ikke afvigende væsentligt fra den teoretiske model (to faktorer løsning, som vist i tabel 1). Denne prøve blev kun indsamlet til CFA. Dataene blev ikke medtaget i de yderligere analyser.

Statistiske analyser

Statistiske standardprocedurer blev udført med SPSS 21.0 for Windows (IBM SPSS Statistics, udgivet 2012). Pearson-korrelationer blev beregnet til at teste for nul-ordensrelationer mellem to variabler. For at kontrollere dataene for outliers, skabte vi en normalt distribueret tilfældig variabel med samme gennemsnitlige standardafvigelse som vi fandt i s-IAT (samlet score). Denne tilfældige variabel skal teoretisk set være uafhængig af alle variabler af interesse, hvis korrelationerne ikke påvirkes af afvigelser i dataene. Alle korrelationer med den tilfældige variabel var meget lave, rs <0.049, hvilket indikerer, at der ikke var nogen væsentligt indflydelsesrige outliers i nogen af ​​skalaerne i den endelige prøve (N = 1019). Derudover blev scatterplots mellem variablerne styret visuelt. Igen blev der ikke fundet nogen ekstreme afvigere. Derfor blev analyserne udført med alle fag.

SEM-analysen blev beregnet med MPlus 6 (Muthén og Muthén, 2011). Der var ingen manglende data. Før testningen af ​​den fulde model blev passagerne til de latente dimensioner også testet ved hjælp af CFA i MPlus. For både SEM og CFA blev den maksimale sandsynlighedsparameterestimering anvendt. Til evaluering af modelpasninger anvendte vi standardkriterierne (Hu og Bentler, 1995, 1999) som allerede beskrevet i afsnittet før. Til anvendelse af mediatoranalyse kræves det ifølge Baron og Kenny (1986), at alle variabler, der indgår i mæglingen, skal korrelere med hinanden. Vi brugte også modererede regressioner til at analysere potentielle moderator effekter som yderligere analyser for en alternativ konceptualisering af coping konceptet.

Resultater

Beskrivende værdier og korrelationer

Prøvenes gennemsnitlige score i s-IAT og alle andre skalaer, der er anvendt, findes i tabel 2. Den gennemsnitlige s-IAT-score på M = 23.79 (SD = 6.69) kan sammenlignes med den score, der rapporteres af Pawlikowski et al. (2013) for en stikprøve af 1820 individer af den generelle befolkning (den gennemsnitlige s-IAT score var M = 23.30, SD = 7.25). De bivariate korrelationer mellem s-IAT (sum score) og scorerne i de indledte spørgeskemaer og skalaer er vist i tabel 3.

 

TABEL 2. Middelværdier af de anvendte skalaer.

 

TABEL 3. Bivariate korrelationer mellem s-IAT (sum score) og scorerne i de besvarede spørgeskemaer.

Latente dimensioner af den foreslåede model i bekræftende faktoranalyse

For systematisk at teste den foreslåede teoretiske model analyserede vi først faktormodellen, hvilket betyder, at det blev testet, om de latente dimensioner er acceptabelt repræsenteret af de manifesterede variabler. Derfor blev CFA udført med de seks latente dimensioner (en afhængig dimension, tre forudsigelsesdimensioner, to mediator dimensioner). RMSEA var 0.066 med p <0.001, CFI var 0.951, TLI var 0.928 og SRMR var 0.041, hvilket indikerer en god modelpasning.

Den første latente dimension "symptomer på GIA" var repræsenteret godt af scores i de to faktorer i s-IAT (tab af kontrol / tidsledelse og trang / sociale problemer) som påtænkt. Den første prediktorvariabel "psykopatologiske symptomer" var signifikant repræsenteret af de to abonnementer af BSI (depression og interpersonel følsomhed). Dimensionen "personlighedsaspekter" var godt repræsenteret af de tre hypotetiske manifestvariabler (selvværd, selvværd og stresssårbarhed), og den sidste forudsigelsesdimension "sociale kognitioner" var repræsenteret godt af de to abonnementer af ensomhedsskalaen (følelsesmæssige ensomhed og social støtte). Resultaterne viste, at den første hypotese mediator dimension "coping" var godt repræsenteret af de tre abonnementer af COPE (benægtelse, stofmisbrug og adfærdsmæssig adskillelse), og den anden formidlingsdimension "Internetforbrug forventninger" var godt repræsenteret af de to IUES-faktorer ( positive forventninger og undtagelsesforventninger).

Samlet set anførte CFA at de latente dimensioner repræsenteres acceptabelt af de manifesterede variabler. Kun i dimensionen coping har skalaen stofmisbrug en svagere faktorindlæsning (β = 0.424), men stadig signifikant (p <0.001) og derfor tilstrækkelig i betragtning af at den overordnede model passer godt med dataene. Alle faktorbelastninger og standardfejl er vist i tabel 4.

 

TABEL 4. Koefficienter af de manifestiske variabler 'belastninger på de latente dimensioner, testet med CFA i MPlus.

Den komplette strukturelle ligningsmodel

Den foreslåede teoretiske model om latent dimension med GIA som afhængig variabel (modelleret af de to s-IAT-faktorer) gav en god pasform med dataene. RMSEA var 0.066 med p <0.001, CFI var 0.95, TLI var 0.93, og SRMR var 0.041. Den χ² testen var signifikant, x² = 343.89, p <0.001, hvilket er normalt i betragtning af den store stikprøvestørrelse. Dog,² test for baseline model var også signifikant med en meget højere x² værdi, χ² = 5745.35, p <0.001. Sammenfattende passede dataene godt sammen med den foreslåede teoretiske model. Samlet set blev den store andel af 63.5% af variansen i GIA signifikant forklaret med den fulde SEM (R² = 0.635, p <0.001). Modellen og alle direkte og indirekte effekter er vist i figur 2.

 

FIGUR 2. Resultater af strukturelle ligningsmodellen, herunder faktorbelastninger af de latente dimensioner, β-vægte, p-værdier og rester. ***p <0.001.

Alle tre direkte virkninger af forudsigelserne på GIA var ikke signifikante (Figur 2). Men bemærk, at den direkte virkning af de latente variable psykopatologiske aspekter lidt mislykkedes at opnå betydning med p = 0.059. Her skal man betragte, at p-vægten var negativ, hvilket tyder på, at - hvis man skulle fortolke den marginalt signifikante direkte effekt - går højere depression og social angst hånd i hånd med lavere symptomer på GIA, hvis den indirekte effekt fra psykopatologiske aspekter over de to mediatorvariabler (coping og internet brug forventninger) er delvisiseret. De direkte effekter fra de to latente forudsigelsesvariabler psykopatologiske aspekter og personlighed på både latente mediatorvariabler coping og internet brug forventninger var betydelige. I modsætning hertil var de direkte virkninger af de latente variable sociale kognitioner på både coping- og internetbrugsforventningerne ikke signifikante, hvilket betyder, at disse virkninger ikke var signifikante, når de blev kontrolleret for virkningerne af de to andre latente dimensioner.

Effekten fra sociale kognitioner til internettet bruger imidlertid forventninger, der lidt ikke har nået betydning med p = 0.073. De direkte effekter fra coping til GIA (p <0.001) og forventede forventninger til internetbrug (p <0.001) var signifikante med stærke effektstørrelser.

Den indirekte effekt fra psykopatologiske aspekter over coping med GIA var signifikant (β = 0.173, SE = 0.059, p = 0.003). Også den indirekte effekt fra psykopatologiske aspekter over internetbrugs forventninger til GIA var signifikant (β = 0.159, SE = 0.072, p = 0.027). Den indirekte effekt fra personlighedsaspekter i forhold til GIA var også signifikant (β = -0.08, SE = 0.041, p = 0.05), men effektstørrelsen var meget lille. Den indirekte effekt af personlighedsaspekter over internetforventede forventninger til GIA var signifikant (β = -0.160, SE = 0.061, p = 0.009). Begge indirekte effekter fra sociale kognitioner over coping (β = 0.025, SE = 0.030, p = 0.403) og social kognition over internetforbrug forventninger (β = -0.08, SE = 0.045, p = 0.075) til GIA var ikke signifikant. Modellen med alle faktorbelastninger og β-vægter er vist i figur 2. De latent-dimensionelle psykopatologiske aspekter var signifikant korreleret med de latente dimensioner personlighed aspekter (r = -0.844, p <0.001) og med den latente dimension sociale kognitioner (r = -0.783, p <0.001). Også de to latente dimensioner personlighedsaspekter og sociale kognitioner var korreleret (r = 0.707, p <0.001).

Yderligere analyser

Den beskrevne model var teoretisk argumenteret for en og dermed det, vi testede først. Vi testede efterfølgende nogle ekstra modeller eller dele af modellen separat for bedre at forstå de underliggende mekanismer i GIA mere detaljeret. Det første problem vi behandlede var effekten af ​​psykopatologi på GIA, fordi vi fandt det interessant, at den direkte effekt, omend ikke signifikant, var negativ i SEM (se figur 2), selv om det på bivariat niveau var korrelationerne positive. Den enkle model med psykopatologiske aspekter (repræsenteret af BIS-depression og BSI-social angst) som prædiktor og GIA (repræsenteret ved de to s-IAT-faktorer) som afhængig variabel, havde en god modelpasning (alle fitindekser er bedre end acceptable) og effekten var positiv (β = 0.451, p <0.001). Vi beregnede også modellen uden de to formidlere, hvilket betyder, at psykopatologiske aspekter, personlighedsaspekter og sociale aspekter tjente som direkte forudsigere, og GIA var den afhængige variabel (alle variabler på latent niveau med de samme variabler, der blev brugt i hele SEM, se figur 2). Modellen uden mediatorer havde også gode pasningsindekser (med en undtagelse: RMSEA var med 0.089 lidt høj), og de direkte effekter på GIA (de to s-IAT-faktorer) var: effekten af ​​psykopatologiske aspekter på GIA β = 0.167, p = 0.122; effekt af personlighed aspekter på GIA β = -0.223, p = 0.017; og effekten af ​​sociale aspekter på GIA β = -0.124, p = 0.081. Bemærk, at effekten af ​​psykopatologiske aspekter på GIA stadig er positiv i denne model (men ikke signifikant), når effekten styres for virkningerne af personlighed og sociale aspekter. Samlet set taler resultaterne af den overordnede SEM for en fuldstændig formidling af effekten af ​​psykopatologiske aspekter på GIA af de to mediatorer (coping and expectancies), hvilket yderligere understreges af de to yderligere analyser, der viser, at den positive effekt på et bivariat niveau og i den enkle model reduceres ved inddragelsen af ​​yderligere variabler som forudsigere.

Vi har teoretisk konceptualiseret coping som mægler (Brand et al., 2014). Men man kan også hævde, at coping ikke formidler effekten af ​​psykopatologiske aspekter, men fungerer som en moderator. For at sikre, at konceptualiseringen af ​​coping som en mediator i stedet for en moderator er hensigtsmæssig, beregner vi desuden nogle moderatoranalyser ved hjælp af modererede regressionsanalyser. Når for eksempel psykopatologiske aspekter (p = 0.267) og coping (β = 0.262) anvendes af psykopatologiske aspekter som forudsigelse, klare som moderator og s-IAT (sum score) som afhængig variabel, forklarer variansen i s-IAT betydeligt (begge p <0.001), men deres interaktion tilføjer ikke signifikant variansforklaring (ændringer i R² = 0.003, p = 0.067, β = -0.059), og stigningen af ​​moderator-effekten er næsten nul (0.3%).

Vi betragtede også alder og køn som potentielle variabler, der kan have indflydelse på modelens struktur. For at teste dette beregner vi først de bivariate korrelationer mellem alder og alle andre variabler, der resulterer i meget lave korrelationer. Der var kun en sammenhæng med r = 0.21 (alder og unddragelsesforventninger), som stadig er en lav effekt (Cohen, 1988), og alle andre korrelationer havde effekter mellem r = 0.016 og r = 0.18 med de fleste væsener r <0.15 og r <0.10. Korrelationen mellem alder og s-IAT var også meget lav med r = -0.14 (selvom det er signifikant ved p <0.01, hvilket er klart i en så stor prøve). Sammenfattende blev kravene for at medtage alder i formidlingsmodellen ikke opfyldt (Baron og Kenny, 1986) og vi besluttede ikke at inddrage alder i en ekstra model. Med hensyn til køn sammenlignede vi gruppernes gennemsnitlige scorer af alle anvendte skalaer og fandt kun en meningsfuld gruppeforskel (BSI social angst, kvinder havde højere score med lav effekt af d = 0.28, alle andre effekter var lavere end 0.28, effekten for s-IAT-scoren var d = 0.19). Vi testede ikke desto mindre, om modelstrukturen er forskellig for kvinder og mænd ved hjælp af en gennemsnitlig strukturanalyse i SEM-analysen. Det betyder, at vi testede, om SEM (se Figur 2) er lig for mandlige og kvindelige deltagere. H0 af denne test er: teoretisk model = model for gruppen "mænd" = model for gruppen "kvinder". Passningsindekserne var alle acceptable, hvilket tyder på, at strukturen af ​​relationerne ikke var signifikant forskellig for mænd og kvinder. RMSEA var 0.074 med p <0.001, CFI var 0.93, TLI var 0.91, og SRMR var 0.054. Den χ² testen var signifikant, x² = 534.43, p <0.001, hvilket er normalt i betragtning af den store stikprøvestørrelse. Dog,² test for baseline model var også signifikant med en meget højere x² værdi, χ² = 5833.68, p <0.001. Bidraget til χ² af den testede model af mænd og kvinder var sammenlignelige (x² bidrag fra kvinder = 279.88, x² bidrag af mænd = 254.55). Selvom den overordnede struktur af modellen ikke er signifikant forskellig for mænd og kvinder, undersøgte vi den enkle vej og fandt tre forskelle. Stien fra personlighedsaspekter til coping var signifikant hos mænd (β = -0.437, p = 0.002), men ikke hos kvinder (β = -0.254, p = 0.161) og effekten af ​​personlighedsaspekter på forventninger var signifikant hos mænd (β = -0.401, p = 0.001), men ikke hos kvinder (β = -0.185, p = 0.181). Derudover var effekten fra psykopatologiske aspekter på forventninger betydelig hos kvinder (β = 0.281, p = 0.05), men ikke hos mænd (β = 0.082, p = 0.599). Alle andre effekter og repræsentationen af ​​de latente dimensioner var ikke forskellige mellem mænd og kvinder og også ikke forskellige fra den overordnede model illustreret i figur 2. Sammenfattende er hele den testede model gældende for mænd og kvinder, selvom den negative virkning af personlighedsaspekter på coping og forventninger er mere til stede hos mænd sammenlignet med kvinder, og virkningen fra psykopatologiske aspekter på forventninger er til stede hos kvinder, men ikke hos mænd .

Diskussion

Vi har introduceret en ny teoretisk model om udvikling og vedligeholdelse af en vanedannende brug af internettet (Brand et al., 2014), som er baseret på hovedargumenterne fra Davis (2001) der først foreslog en differentiering mellem en generel overbrug af internettet (GIA) og en specifik afhængighed af visse internetapplikationer (SIA). I den nuværende undersøgelse oversatte vi den teoretiske model på GIA til en operationel model på latent niveau og statistisk testede SEM ved hjælp af en online undersøgelse af en internetpopulation af 1019 respondenter. Vi fandt en overordnet god model, der passer til dataene og den hypotetiske SEM, som repræsenterer de teoretiske modellers hovedfaser og forklarede 63.5% af variansen af ​​GIA-symptomer målt ved s-IAT (Pawlikowski et al., 2013).

Modellen er den første til at knytte sammen elementer, der er forbundet med IA, såsom depression, social angst, lavt selvværd, lav selvværd og højere stressproblemer. Baseret på vægt på kognitioner relateret til udvikling af IA og til vanedannende adfærd generelt (Lewis og O'Neill, 2000; Dunne et al., 2013; Newton et al., 2014) undersøger modellen, om to mediatorvariabler (coping styles og internetforbrug forventninger) påvirker de direkte virkninger af forudsigelsesvariablerne (psykopatologi, personlighed og sociale kognitioner) om udviklingen af ​​GIA. Resultaterne viser, at både coping-stilarter og internetforventede forventninger spiller en vigtig rolle.

Alle variabler (forudsigere og mediatorer) inkluderet i modellen var signifikant korreleret med s-IAT-scoren på et bivariatniveau. Dette er grundlæggende i overensstemmelse med tidligere undersøgelser af bivariate forhold mellem symptomer på IA og personlighedsaspekter, psykopatologiske symptomer og andre personvariabler, som nævnt i introduktionen. I SEM-analysen var alle direkte virkninger af de tre vigtigste forudsigere (på latent dimension) imidlertid ikke længere signifikante, når de hypotetiske mediatorer inkluderede i modellen. Det betyder, at psykopatologiske aspekter (depression, social angst), personlighedsaspekter (selvværd, selvværd og stresssårbarhed) samt sociale kognitioner (følelsesmæssig ensomhed, opfattet social støtte) ikke påvirker symptomer på GIA direkte, men at deres indflydelse er formidlet af enten en dysfunktionel coping style eller internet brug forventninger eller begge dele. Imidlertid forudsiger psykopatologiske aspekter og personlighedsaspekter både dysfunktionel coping-stil og internetforbrug forventninger. Sociale erkendelser er imidlertid ikke signifikant relateret til coping og forventninger, når deres relative virkning er kontrolleret for virkningerne af psykopatologiske og personlighedsaspekter (men bemærk at de tre forudsigelsesdatterlige dimensioner var korreleret betydeligt, og at virkningen fra sociale kognitioner til internettet bruger forventninger lidt mislykkedes at nå betydning). De direkte virkninger af både coping-stil og forventninger til symptomer på GIA var betydelige. Sammenfattende bekræfter den nuværende undersøgelse, at det ikke alene med en ikke-klinisk population bekræfter de tidligere resultater om relevansen af ​​coping-stil og beskæftiger sig med stressende livshændelser (Kardefelt-Winther, 2014; Tang et al., 2014; Tonioni et al., 2014) samt internetforbrug forventninger (Turel og Serenko, 2012; Xu et al., 2012; Lee et al., 2014) til udvikling eller vedligeholdelse af symptomer på GIA, men fremhæver udtrykkeligt rollen som coping og expectancies som mediatorer i processen underliggende GIA.

Modellen blev testet med en stor online befolkning. Modellen skal testes med klart definerede kliniske prøver, som f.eks. Behandlingssøgende individer. Betydningen af ​​modellen ville være mere robust med en klinisk population for at trække mere præcise kliniske implikationer. Selv om 11.3% af prøven rapporterede en problematisk internetforbrug, og 3.7% beskrev sig selv som at have en vanedannende internetbrug, betragtes denne undersøgelse kun som et første udseende for at se, om modellen virker og trækker statistiske påvirkninger, der potentielt kan have klinisk relevans. Men som en ny model med statistisk betydning ved hjælp af en række psykologiske og personlighedstest på online-brugere, kan nogle få kliniske konsekvenser, der kan inspirere fremtidig forskning, udføres med forsigtighed.

For det første kan personer med dysfunktionel coping håndtere problemer i deres liv, og som har forventninger om, at internettet kan bruges til at øge positivt eller reducere negativt humør, være mere tilbøjelige til at udvikle GIA. Effekterne af psykopatologiske aspekter på både dysfunktionelle coping- og internetbrugsforventninger var desuden positive, hvilket tyder på, at højere symptomer på depression og social angst kan øge risikoen for dysfunktionelle coping-strategier og også for de forventninger, som internettet giver hjælp til at håndtere stress eller negativ humør. Først når disse processer virker i koncert, hvilket betyder kombinationen af ​​psykopatologiske symptomer og coping / forventninger, ser sandsynligheden for at bruge internettet til at stige.

For det andet, selv om antallet af undersøgelser der behandler behandling af GIA er begrænset, er meta-analysen offentliggjort af Winkler et al. (2013) argumenterer for, at kognitiv adfærdsterapi er den valgte metode. Dette er især baseret på analysen af ​​behandlingseffekter på tid brugt online, depression og angst symptomer. Faktisk er kognitiv adfærdsterapi for IA (CBT-IA; Young, 2011a) er blevet identificeret som den mest udbredte form for behandling af IA (Cash et al., 2012). Inden for kognitiv adfærdsmæssig behandling af GIA foreslået af Young (2011a), individuelle egenskaber såvel som coping og internetforbrug forventninger er allerede blevet antaget at være relevante inden for behandlingen af ​​GIA, men de empiriske beviser var meget sparsomme (f.eks. Young, 2013).

Resultaterne i denne undersøgelse giver en yderligere kilde til bevis for at vise, at kognitiv adfærdsterapi og CBT-IA kan arbejde for at behandle IA. Personens specifikke kognitioner (coping style og internet brug forventninger) formidle virkningen af ​​psykopatologiske symptomer (depression, social angst), personlighedstræk og social kognition (ensomhed, social støtte) på GIA symptomer. Ved hjælp af kognitiv terapi bør en vægt i vurderingen omfatte identifikation af dysfunktionelle kognitioner, der skal behandles. Det vil sige, at klinikerne bør undersøge internetforventede forventninger til at forstå kundens behov og hvilke måder kunden mener på internettet kan bidrage til at tilfredsstille.

Alternativt foreslår resultater også, at terapi bør behandle maladaptive erkendelser forbundet med dysfunktionel brug af internettet. Disse fund bekræfter tidligere undersøgelser, der viste maladaptive kognitioner som overgeneralisering, undgåelse, undertrykkelse, forstørrelse, maladaptiv problemløsning eller negative selvbegreber er forbundet med vanedannende internetbrug (Young, 2007). En klinisk konsekvens af disse resultater er, at terapi bør anvende kognitiv omstrukturering og reframing for at bekæmpe tanker, der fører til vanedannende brug af internettet. For eksempel kan en patient, der lider af GIA, have tegn på social angst og skygge og derfor et par venner og også problemer med andre i skolen. Hun kan så tro at kommunikere med andre mennesker via sociale netværkssites tilfredsstiller hendes sociale behov uden at have de skræmmende situationsmæssige aspekter af en "ægte" social interaktion. Derudover kan hun have forventning om, at også at spille et online spil kan distrahere hende fra problemerne i skolen, og at at købe online eller søge information på internettet kan reducere ensomhedens følelser. Terapi ville fokusere hende på at se alternative steder i skole eller i privatlivet, hvor hun kan opbygge esteem og tilfredsstille sociale behov. Hvis hun holder op med at retfærdiggøre, at de sociale netværkssider, spil og indkøbswebsteder er de eneste steder, hun føler sig godt om hendes liv, og hun finder andre sundere afsætningsmuligheder, jo mindre afhængige vil hun være på de forskellige internetapplikationer. Kendskab til den rolle, som kognitioner spiller i udviklingen af ​​GIA, kan kognitiv terapi hjælpe kunder med at omstrukturere de antagelser og fortolkninger, der holder dem online. Igen skal disse potentielle kliniske konsekvenser af undersøgelsens resultater behandles med forsigtighed, da de skal replikeres i en behandlingssøgende klinisk prøve.

Fra et bredere perspektiv får disse fund indblik i, hvordan terapeuter specifikt kan anvende CBT-IA til internetafhængige patienter. Adfærdsmodifikation kan hjælpe kunder med at udvikle og tilpasse nye og mere funktionelle coping-strategier for at håndtere den daglige besvær. Terapi skal fokusere på at hjælpe kunder med at finde sundere måder at håndtere end at vende sig til internettet. En vigtig del af CBT-IA er adfærdsterapi for at hjælpe klienterne med at håndtere underliggende problemer, der bidrager til IA, specifikke eller generaliserede (Young, 2011a, 2013). Resultaterne tyder på, at forbedring af coping færdigheder ville reducere behovet for at gå online for kunder. Selvom vi studerede i en stikprøve af den generelle befolkning, mener vi, at konstateringen af, at coping og forventninger er mediatorer i udviklingen og vedligeholdelsen af ​​GIA bidrager til en bedre forståelse af GIA's mekanismer, og at de sandsynligvis har nogle behandlingsimplikationer som nævnt ovenfor . Et andet aspekt, der ikke var fokuseret i den nuværende undersøgelse, er rollen som præfrontal cortex integritet. Effekten af ​​CBT-IA kan også afhænge af patientens præfrontale funktion, fordi styrkelse af kognitiv kontrol af internetbrugen i løbet af terapien højst sandsynligt er relateret til eksekutive funktioner og andre højere-ordnede kognitive processer. Dette er vigtigt at tage fat på i fremtidige undersøgelser, fordi der for nylig er blevet offentliggjort et par artikler, der viser, at præfrontale cortexfunktioner sandsynligvis reduceres hos patienter med IA (se oversigt i Brand et al., 2014).

I vores prøve var alderen omvendt korreleret med symptomer på GIA, men med en meget lav effektstørrelse (forklarer kun 1.96% af variansen). I betragtning af de seneste artikler om internetbrug i ældre personer (f.eks. Eastman og Iyer, 2004; Vuori og Holmlund-Rytkönen, 2005; Campbell, 2008; Nimrod, 2011), kan man helt sikkert undlade aldersvirkninger på flere aspekter ved at bruge internettet, som f.eks. brug af motiver og måden, hvorpå ældre oplever sjov og tilfredshed på internettet. I betragtning af at ældre også har større chance for at udvikle executive dysfunktioner på grund af præfrontale cortex ændringer med stigende alder (Alvarez og Emory, 2006), der også er forbundet med beslutningstagningsreduktioner (Brand og Markowitsch, 2010) kan man spekulere på, at de ældre personer med executive reduktioner, der oplever stor fornøjelse på internettet, kan udvikle GIA. Dette er dog ikke repræsenteret af vores data, da vores prøve ikke omfattede ældre emner. Fremtidige undersøgelser kan undersøge de specifikke sårbarhedsfaktorer, der er forbundet med risikoen for GIA hos ældre voksne.

Køn påvirker ikke modelens overordnede struktur. I tidligere artikler er kønseffekter fundet for bestemte typer af IA, såsom online spil (f.eks. Ko et al., 2005) og især cybersex (Meerkerk et al., 2006; Griffiths, 2012; Laier et al., 2013, 2014), men det er også blevet hævdet, at begge køn generelt risikerer at udvikle en vanedannende brug af internettet (Young et al., 1999, 2011). I vores undersøgelse var virkningerne af køn på GIA, målt ved s-IAT, meget lavt (d = 0.19, se resultater), hvilket tyder på, at begge køn i mindst en generel befolkning ligeledes er i fare for at udvikle GIA. Selv om køn ikke påvirker den generelle datastruktur i SEM, var der nogle forskelle mellem mænd og kvinder med hensyn til tre direkte virkninger fra forudsigelsesvariabler til mediatorerne. Som opsummeret i resultatafsnittet havde psykopatologiske aspekter effekt på forventninger hos kvinder, ikke hos mænd, negativ effekt af personlighedsaspekter på coping og forventninger er mere til stede hos mænd end hos kvinder. Disse effekter passer til litteraturen om kønsforskelle med hensyn til depression og social angst (Sprock og Yoder, 1997; Moscovitch et al., 2005), såvel som selvværd og selvværdighed (Huang, 2012). De facetter, der er fokus for undersøgelsen, nemlig mæglingseffekterne af coping og forventninger og deres betydning for GIA, blev imidlertid ikke påvirket af køn (se resultaterne af den gennemsnitlige strukturanalyse). Så uafhængigt af hvordan køn kan påvirke social angst, depression eller nogle personlighedsaspekter, bør coping og forventninger overvejes i CBT-IA hos begge køn.

Endelig er der flere begrænsninger af denne undersøgelse. Det er en nyudviklet model, der kræver yderligere testning på en klinisk population for fuldt ud at se sin kliniske effekt ved behandling. Det skal også testes ved hjælp af den længere version af IAT (Young, 1998; Widyanto og McMurran, 2004) som en mere testet foranstaltning i litteraturen. Vi brugte den kortere version i betragtning af længden af ​​det vurderingsværktøj, vi brugte til hele modellen, men hvis vi replikerede dette arbejde med en klinisk prøve, ville det blive foreslået at bruge IAT sammen med yderligere foranstaltninger af IA, såsom vurdering af internet og Computer game Addiction as scale (AICA-S) eller klinisk interview (AICA-C) udviklet og valideret med kliniske grupper af (Wölfling et al., 2010, 2012). Desuden har vi udviklet og testet spørgsmålet om brug af internetforbrug i forbindelse med denne undersøgelse. Mens vi var metodologisk konservative og forsigtige i udviklingen af ​​skalaen, skal denne foranstaltning vurderes på yderligere populationer for validitet, og spørgeskemaet kræver yderligere empirisk testning i fremtidige undersøgelser. Yderligere og mere detaljerede skalaer og interviews bør også anvendes på kliniske prøver, da de fleste af de aspekter, der blev vurderet i vores undersøgelse, blev målt ved hjælp af korte spørgeskemaer med et restriktivt antal elementer på grund af praktiske grunde (tidsbegrænsning i forbindelse med onlineundersøgelser) . Et yderligere potentielt problem er den fælles metodevariation (Podsakoff et al., 2003). Uheldigvis er ingen klar markørvariabel, som teoretisk set ikke bør relateres til alle andre variabler, blevet medtaget i undersøgelsen af ​​praktiske årsager (undersøgelsen tog næsten 25 min, hvilket er en kritisk tærskel for onlineundersøgelser). Selvom vi ikke kan udelukke effekten af ​​fælles metodevariation på resultaterne, hævder vi, at denne effekt usandsynligt tegner sig for hele den rapporterede datastruktur. Ved inspektion af de bivariate korrelationer (tabel 3) man kan se, at nogle af dem er meget lave (f.eks. r = -0.08, r = -0.09, r = 0.12 osv.). Vi mener, at disse lave korrelationer giver nogle budtips for antagelsen om, at fælles metodevariation ikke påvirker hovedanalyserne dramatisk. Modellen bør dog testes med en systematisk flertræk-metode med flere metoder (Campbell og Fiske, 1959) i fremtidige undersøgelser.

Den nuværende undersøgelse fokuserer på GIA, hvilket betyder at modellen på SIA, som beskrevet af Brand et al. (2014), skal stadig testes empirisk. Forskellige former for SIA (f.eks. Spil, online porno eller internetgambling) bør testes for at se om coping færdigheder og internetforbrug forventninger spiller en tilsvarende rolle i udviklingen af ​​problemet. Det er også stadig en debat, hvis begrebet GIA hovedsageligt er tilstrækkeligt til at dække problematisk adfærd hos patienter. Vi fandt beviser for sammenhængen mellem selvrapporterede problemer i forbindelse med en uspecifik brug af flere forskellige internetapplikationer og de variabler, der blev foreslået i modellen. GIA-konceptet blev operationaliseret af s-IAT-instruktion og artikelsammensætninger, men også ved, at mere end 97% af deltagerne rapporterede at regelmæssigt anvende tre eller flere forskellige internetapplikationer, såsom kommunikation, spil, spil, cybersex, shopping eller informationssøgning. Ud fra et klinisk synspunkt er det ikke desto mindre et debatemne, hvis GIA kan være en grund til at søge behandling, eller hvis behandlingssøgende patienter i grunden lider under et tab af kontrol over brugen af ​​en bestemt ansøgning. Vi foreslår at overveje dette punkt i klinisk forskning ved systematisk at undersøge den kritiske adfærd i forbindelse med internettet og analysere, hvor ofte den ukontrollerede og vanedannende brug af mere end en internetapplikation er i kliniske prøver. Desuden kan ikke alle komponenter foreslået i den teoretiske model på GIA inddrages i denne undersøgelse. For eksempel kan yderligere personlighedstræk eller andre psykopatologiske lidelser indgå i fremtidige undersøgelser.

Konklusion

Hovedhypoteserne for modellen på GIA understøttes af empiriske data. Personens kerneegenskaber er relateret til symptomer på GIA, men disse effekter er formidlet af personens specifikke kognitioner, især coping-stil og internetforbrug forventninger. Disse kognitioner bør behandles i behandlingen af ​​en vanedannende brug af internettet.

Forfatterbidrag

Matthias Brand skrev det første udkast af papiret, overvågede dataindsamlingen og analyserede og tolkede dataene. Christian Laier bidrog især til konceptualiseringen af ​​den empiriske undersøgelse og dataindsamling og reviderede manuskriptet. Kimberly S. Young redegjorde for udkastet, revideret det kritisk og bidrog intellektuelt og praktisk til manuskriptet. Alle forfattere godkendte endelig manuskriptet. Alle forfattere er ansvarlige for alle aspekter af arbejdet.

Interessekonflikterklæring

Forfatterne erklærer, at forskningen blev gennemført i mangel af kommercielle eller økonomiske forhold, der kunne opfattes som en potentiel interessekonflikt.

Tak

Vi takker Elisa Wegmann og Jan Snagowski for deres værdifulde bidrag til studiet og manuskriptet. De hjalp os væsentligt med at programmere onlineundersøgelsen og kontrollere dataene.

Referencer

Redigeret af:

Ofir Turel, California State University, Fullerton og University of Southern California, USA

Anmeldt af:

Aviv M. Weinstein, Hadassah Medical Organization, Israel
Daria Joanna Kuss, Nottingham Trent University, UK