Ein psychometrischer Ansatz zur Bewertung der problematischen Nutzung von Online-Pornografie und Social-Networking-Sites auf der Grundlage der Konzeptualisierung der Internet-Gaming-Störung (2020)

BEMERKUNGEN: Study validiert eine modifizierte Bewertung der Spielsucht für die Verwendung eines Fragebogens zur Pornosucht. Ein signifikanter Prozentsatz Die Probanden befürworteten mehrere Suchtkriterien, darunter Toleranz und Eskalation: 161 der 700 Probanden erlebten Toleranz - sie brauchten mehr Pornos oder „aufregendere“ Pornos, um das gleiche Maß an Aufregung zu erreichen.

Manuel Mennig, Sophia Tennie und Antonia Barke

Abstrakt

Hintergrund

Die problematische Nutzung von Online-Spielen, Social-Networking-Sites (SNS) und Online-Pornografie (OP) ist ein sich entwickelndes Problem. Im Gegensatz zur problematischen Verwendung von SNS und OP wurde die Internet-Gaming-Störung (IGD) in die neue Ausgabe der aufgenommen Diagnostisches und Statistisches Handbuch der Geistigen Störungen (DSM-5) als Bedingung für weitere Studien. In der vorliegenden Studie wurden die Kriterien für IGD an die problematische Verwendung von SNS und OP angepasst, indem ein validierter Fragebogen für IGD (Internet Gaming Disorder Questionnaire: IGDQ) modifiziert und die psychometrischen Eigenschaften der modifizierten Versionen SNSDQ und OPDQ untersucht wurden.

Methoden

Zwei Online-Beispiele (SNS: n = 700, 25.6 ± 8.4 Jahre, 76.4% weiblich; OP: n = 700, 32.9 ± 12.6 Jahre, 76.7% Männer) haben das SNSDQ / OPDQ, das kurze Symptominventar (BSI) und den kurzen Internet-Suchttest (sIAT) abgeschlossen und Informationen zu ihrer Verwendung von SNS / OP bereitgestellt. Standardartikel- und Zuverlässigkeitsanalysen, explorative und bestätigende Faktorenanalysen und Korrelationen mit dem sIAT wurden berechnet. Problematische und unproblematische Benutzer wurden verglichen.

Die Ergebnisse

Die internen Konsistenzen waren ωOrdinal- = 0.89 (SNS) und ωOrdinal- = 0.88 (OP). Die explorativen Faktoranalysen extrahierten einen Faktor für beide Fragebögen. Bestätigungsfaktoranalysen bestätigten die Ergebnisse. Die SNSDQ / OPDQ-Scores korrelierten stark mit den sIAT-Scores und moderat mit der SNS / OP-Nutzungszeit. Von den Benutzern lagen 3.4% (SNS) und 7.1% (OP) bei problematischer Verwendung über dem Grenzwert. Problematische Benutzer hatten höhere sIAT-Werte, verwendeten die Anwendungen länger und hatten mehr psychische Probleme.

Zusammenfassung

Insgesamt zeigen die Ergebnisse der Studie, dass die Anpassung der IGD-Kriterien ein vielversprechender Ansatz zur Messung des problematischen SNS / OP-Einsatzes ist.

Peer-Review-Berichte

Hintergrund

Im Jahr 2017 nutzten 3.5 Milliarden Menschen das Internet [1]. Von den vielen Verwendungsmöglichkeiten sind Online-Spiele, Social-Networking-Sites (SNS) und Online-Pornografie (OP) besonders beliebt. Alle diese Anwendungen werden derzeit untersucht, da ihre problematische Verwendung mit psychischer Belastung und Problemen mit der Arbeit, der akademischen Leistung und den zwischenmenschlichen Beziehungen verbunden zu sein scheint [2,3,4,5,6,7]. Mit seiner Aufnahme in den Anhang der fünften Ausgabe der Diagnostisches und Statistisches Handbuch der Geistigen Störungen (DSM-5), Internet-Gaming-Störung (IGD) wurde als eine Störung anerkannt, die weitere Untersuchungen rechtfertigt [8]. Dies war der erste Schritt zur Definition standardisierter Kriterien. Die 9 Kriterien basieren auf denen für Substanzstörungen und Glücksspielstörungen und müssen in den letzten 12 Monaten erfüllt sein: (1) Beschäftigung mit Spielen, (2) Rückzug bei Spielunfähigkeit, (3) Toleranz, (4) Versagen die Menge des Spielens zu stoppen / zu reduzieren, (5) andere Aktivitäten zugunsten des Spielens aufzugeben, (6) trotz Problemen weiter zu spielen, (7) andere über seine Menge zu täuschen, (8) zu spielen, um ungünstigen Stimmungen zu entkommen und (9 ) Gefährdung einer wichtigen Beziehung, eines Berufs oder einer Ausbildung durch Glücksspiel.

Während IGD als Bedingung für weitere Studien in das DSM-5 aufgenommen wurde, war dies bei der problematischen Verwendung von SNSs und OP nicht der Fall. Petry und O'Brien (2013) [9] argumentieren, dass es in Studien, die diese Probleme untersuchen (SNS und OP), an empirischen Beweisen und Inkonsistenzen mangelt. Dennoch gibt es eine anhaltende Debatte über die Existenz, Klassifizierung und Diagnose der problematischen Nutzung bestimmter Internetanwendungen wie SNSs oder OP [10] und eine wachsende Anzahl von Studien weisen auf die Relevanz der problematischen Verwendung von SNS und OP hin [3, 5, 11, 12], nicht zuletzt aufgrund ihres Zusammenhangs mit einer erhöhten psychischen Belastung. Dies kann sogar Symptome von psychiatrischen Störungen wie Depressionen, Angststörungen, Aufmerksamkeitsdefizit- und Hyperaktivitätsstörungen oder Zwangsstörungen umfassen [2, 11, 13,14,15].

Bewertung der problematischen Verwendung von SNS und OP

Es gibt verschiedene diagnostische Instrumente, um eine problematische Verwendung von SNS und OP zu bewerten. Die meisten von ihnen basieren entweder auf den diagnostischen Kriterien für Verhaltensabhängigkeiten (SNS: zB Bergen Social Media Addiction Scale [16] | OP: zB Problematische Pornografie-Verbrauchsskala [17]) oder der Internet Addiction Test [18] (SNS: zB süchtig machende Tendenzen zur SNS-Skala [19] | OP: SiAT-Sex [20]). Beachten Sie, dass dies keinesfalls eine erschöpfende Aufzählung aller diagnostischen Instrumente ist. Für eine detaillierte Übersicht siehe Andreassen (2015) [2] für SNS und Wéry & Billieux (2017) [21] für OP. Es gibt keinen Mangel an gut validierten Instrumenten, aber die folgenden Probleme bleiben bestehen: (i) unterschiedliche theoretische Konzeptualisierungen der problematischen Verwendung von SNS und OP mit der Folge, dass (ii) keine einheitlichen, standardisierten Kriterien zur Bewertung der problematischen Verwendung der drei verfügbar sind die wichtigsten spezifischen Online-Anwendungen (Gaming, SNS, OP) in vergleichender Weise.

Das neueste theoretische Modell für bestimmte Störungen der Internetnutzung ist das I-PACE-Modell [22]. Es basiert auf empirischen Befunden und integriert frühere theoretische Überlegungen aus anderen Modellen im Bereich der Verhaltensabhängigkeit wie dem Syndrommodell [23] oder das Komponentenmodell der Sucht [24]. Das I-PACE-Modell geht davon aus, dass die Ätiologie der problematischen Nutzung für verschiedene Internetanwendungen ähnlich ist. Daher wird die Anwendung einheitlicher diagnostischer Kriterien auf alle Anwendungen vorgeschlagen, wodurch die diagnostischen Kriterien standardisiert und Vergleiche ihrer Prävalenzraten ermöglicht werden. Da die American Psychiatric Association bereits standardisierte Kriterien für IGD vorgeschlagen hat, empfiehlt sie sich, diese Kriterien auf die problematische Verwendung anderer Internetanwendungen anzuwenden, und es gibt mehrere Forscher, die diesem Ansatz zustimmen [25,26,27]. Einige Studien haben diesen Ansatz bereits verwendet, um psychometrische Instrumente zur Bewertung der problematischen Internetnutzung zu entwickeln [26, 28, 29] Nach bestem Wissen der Autoren gibt es jedoch nur eine Studie, die diesen Ansatz für die problematische Verwendung von SNS verwendet [27] und keine für die problematische Verwendung von OP.

Ziel der vorliegenden Studie

Ziel dieser Studie war es daher zu untersuchen, inwieweit die Konzeptualisierung der Internet Gaming Disorder an den problematischen Einsatz von SNS und OP angepasst werden kann. Petry et al. (2014) [30] - die Mitglieder der Arbeitsgruppe für Substanzstörungen waren, die die Aufnahme von IGD in das DSM-5 empfehlen - veröffentlichten einen Fragebogen (Internet Gaming Disorder Questionnaire: IGDQ) zur Bewertung von IGD. Für diese Studie verwendeten wir die deutsche Version, die von Jeromin, Barke und Rief (2016) validiert wurde [31] und passte es für eine problematische Verwendung von SNS und OP an, indem die Elemente neu formuliert wurden (Einzelheiten siehe Abschnitt „Maßnahmen“). Um zu bewerten und zu bewerten, inwieweit das Konzept der IGD einen nützlichen Ausgangspunkt für die Bewertung der problematischen Verwendung von SNS und OP bieten kann, haben wir die psychometrischen Eigenschaften der beiden modifizierten Versionen SNSDQ und OPDQ untersucht.

Methoden

Teilnehmer und Verfahren

Die Daten wurden über eine Online-Umfrage (Oktober 2017 - Januar 2018) erhoben. Der Link zum Fragebogen wurde in allgemeinen (z. B. reddit) und anwendungsspezifischen Internetforen (z. B. Facebook-Gruppen), SNS und Mailinglisten veröffentlicht. Zu Beginn gaben die Teilnehmer an, ob sie hauptsächlich SNS oder OP verwenden, und wurden zum entsprechenden Fragebogen (SNS / OP) weitergeleitet. Als Anreiz konnten die Teilnehmer einen von fünf Geschenkgutscheinen für einen Online-Shop gewinnen (Gutscheinwert: 20 €). Die Einschlusskriterien waren: Einverständniserklärung, Alter ≥ 18 Jahre. Ausschlusskriterien waren: kein Muttersprachler, Prozentsatz der Online-Zeit, die mit SNSs / OP ≤ 5% verbracht wurde.

SNS-Teilstichprobe

Insgesamt 939 Teilnehmer erfüllten die Einschlusskriterien. Davon mussten 239 (25.45%) ausgeschlossen werden: 228, weil Daten für den SNSDQ fehlten, 7, weil sie keine ernsthaften Informationen lieferten (z. B. Klingonisch als Muttersprache) und 4, weil sie eine unrealistisch schnelle Antwortzeit hatten ( 2 SDs unter der mittleren Zeit). Am Ende wurden Daten von 700 Teilnehmern analysiert (Tabelle 1).

Tabelle 1 Eigenschaften der SNS- und OP-Proben

OP-Teilprobe

Insgesamt 1858 Teilnehmer erfüllten die Einschlusskriterien. Von diesen mussten 669 (36.01%) ausgeschlossen werden: 630, weil Daten für das OPDQ fehlten, 25, weil sie offensichtlich falsche Informationen lieferten, 9, weil die Antwortzeit unrealistisch schnell war, und 5, weil Kommentare darauf hinwiesen, dass sie dies nicht getan hatten Verstehe die Umfrage. Um die statistische Vergleichbarkeit der beiden Teilstichproben (SNS / OP) zu verbessern, wurde aus den verbleibenden 700 eine Zufallsstichprobe von 1189 Teilnehmern gezogen. Schließlich wurden Daten von 700 Teilnehmern analysiert (Tabelle) 1).

Maßnahmen

Soziodemografische Informationen

Informationen zu Geschlecht, Alter, Bildung, Beschäftigung und Beziehungsstatus wurden gesammelt.

Informationen zur allgemeinen und spezifischen Internetnutzung

Die Teilnehmer gaben an, wie viel Zeit (Stunden) sie in einer typischen Woche online verbringen. Darüber hinaus gaben sie spezifische Informationen zu ihrer SNS- oder OP-Nutzung an, z. B. welche SNS / OP-Sites sie am häufigsten nutzen und wie lange sie SNSs oder OP verwenden (Stunden / Woche).

Problematische Verwendung

Die Tendenz zur problematischen Verwendung von SNS oder OP wurde mit den deutschen Versionen von SNSDQ und OPDQ bewertet. Diese Fragebögen sind modifizierte Versionen des IGDQ. Der IGDQ besteht aus neun Elementen, die die entsprechenden DSM-5-Kriterien für IGD widerspiegeln. Es hat ein dichotomes Antwortformat, das aus 'nein' (0) und 'ja' (1) besteht. Die Punktzahl wird durch Hinzufügen der Antworten erhalten (Punktebereich: 0–9). Ein Score von ≥ 5 wurde als Cutoff für den Erhalt einer IGD-Diagnose definiert [30]. Für die Anpassung in Bezug auf SNS und OP wurden die ursprünglichen Elemente umformuliert, indem alle Verweise auf Online-Spiele durch Verweise auf SNS oder OP ersetzt wurden. Beispiel: "Fühlen Sie sich unruhig, gereizt, launisch, wütend, ängstlich oder traurig, wenn Sie versuchen, SNS zu reduzieren oder zu beenden, oder wenn Sie SNS nicht verwenden können?" statt "Fühlen Sie sich unruhig, gereizt, launisch, wütend, ängstlich oder traurig, wenn Sie versuchen, das Spiel zu reduzieren oder zu beenden, oder wenn Sie nicht spielen können?"

Kurzer Internet-Suchttest

Der sIAT ist eine Kurzversion des Internet-Suchttests und besteht aus 12 Aussagen, die mögliche Symptome einer problematischen Internetnutzung ausdrücken (z. B. "Wie oft sagen Sie im Internet" nur noch wenige Minuten "?") [18]. Für unsere Studie haben wir die validierte deutsche Version verwendet und die Elemente für die Verwendung in SNS und OP umformuliert (z. B. "Wie oft versuchen Sie, die Zeit zu verkürzen, die Sie mit dem Anschauen von Online-Pornografie verbringen und scheitern?") [32]. Die Teilnehmer müssen die Häufigkeit, mit der sie jedes Symptom in der letzten Woche erlebt haben, auf einer 5-Punkte-Skala von 1 („nie“) bis 5 („sehr oft“) bewerten. In der resultierenden Summenbewertung (12–60 Punkte) weisen höhere Bewertungen auf eine problematischere Verwendung hin. Die internen Konsistenzen der angepassten Skalen in der vorliegenden Studie waren gut (SNS: ω = 0.88 | OP: ω = 0.88).

Kurze Symptombestandsaufnahme

Die deutsche Version des Brief Symptom Inventory (BSI) wurde verwendet, um klinisch relevante Symptome der Teilnehmer zu identifizieren [33, 34]. Das BSI besteht aus 53 Aussagen, die Symptome einer psychischen Belastung ausdrücken (z. B. „Wie sehr haben Sie sich in den letzten 7 Tagen durch Anspannung oder Überlastung gequält gefühlt?“). Die Fragen werden auf einer 5-Punkte-Skala von 0 („überhaupt nicht“) bis 4 („extrem“) beantwortet. Die Gesamtpunktzahl liegt zwischen 0 und 212, wobei höhere Punktzahlen auf ein höheres Maß an Bedrängnis hinweisen. Die interne Konsistenz in den vorliegenden Proben war mit ω = 0.96 (SNS) und ω = 0.96 (OP) ausgezeichnet.

Datenanalyse

Statistische Analysen wurden mit SPSS 24 (IBM SPSS Statistics), SPSS Amos, R Version 3.5.1 [35] und FACTOR für die exploratorische Faktoranalyse (EFA) [36]. Für die Standardartikelanalysen für jeden Fragebogen wurden der SNSDQ und der OPDQ, Artikelschwierigkeiten und Artikel-Gesamt-Korrelationen berechnet. Als Maß für die Zuverlässigkeit wurden der Omega-Koeffizient oder das ordinale Omega (im Fall von Binominaldaten) berechnet. Diese Koeffizienten werden als genauere Alternative zu Cronbachs Alpha empfohlen, insbesondere wenn die Annahme der Tau-Äquivalenz verletzt wird [37,38,39,40]. In Bezug auf die Validität untersuchten wir die Faktorstrukturen durch Durchführung von EFAs und Bestätigungsfaktoranalysen (CFA). Für diese wurde jede Probe (SNS und OP) zufällig in zwei Unterproben (SNS1, SNS2 und OP1, OP2; jede Unterprobe: n = 350). Die Unterproben SNS1 und OP1 wurden für die EFAs und SNS2 und OP2 für die CFAs verwendet. Alle anderen Berechnungen basieren auf den Gesamtstichproben. Um zu testen, ob sich die Teilstichproben in Schlüsselvariablen (Alter, SNSDQ / OPDQ-Score) unterschieden, wurden unabhängige t-Tests durchgeführt. Um die Eignung der Daten für EFA festzustellen, wurden der Kaiser-Meyer-Olkin-Test (KMO) und der Bartlett-Test der Sphärizität verwendet. Aufgrund des dichotomen Antwortformats von SNSDQ und OPDQ folgten die EFAs Jeromin et al. (2016) [31] und verwendete tetrachorische Korrelationen als Eingabe und ungewichtete kleinste Quadrate als Schätzmethode [41]. Die Anzahl der zu extrahierenden Faktoren wurde unter Verwendung des Velicer-MAP-Tests bestimmt [42].

Eine CFA wurde an SNS2 und OP2 durchgeführt, um die Faktorlösung zu testen. Die Modellparameter wurden unter Verwendung von Maximum-Likelihood-Schätzungen geschätzt. Aufgrund der Verletzung der Normalitätsannahme wurde Bollen-Stine Bootstrapping angewendet [43]. Zur Bewertung der Modellanpassung wurden der Vergleichsanpassungsindex (CFI), der quadratische mittlere Approximationsfehler (RMSEA) und der standardisierte quadratische mittlere Residuum (SRMR) berechnet. Nach Hu und Bentler (1999) [44] sind die Cutoff-Kriterien für eine akzeptable Modellanpassung ein CFI von> 0.95, ein RMSEA zwischen 0.06 und 0.08 und ein SRMR von <0.08.

Bivariate Beziehungen zwischen den SNSDQ- und OPDG-Scores und der Zeit, die im Allgemeinen mit dem Internet verbracht wurde, der Zeit, die mit der bevorzugten Anwendung (SNS / OP) verbracht wurde, und den sIAT-Scores wurden mit Pearson-Korrelationen getestet.

Um einen ersten Hinweis auf die diagnostische Validität zu geben, haben wir problematische Benutzer mit unproblematischen Benutzern verglichen. Analog zum IGDQ wurden Benutzer mit einer Punktzahl von ≥ 5 Punkten als problematische Benutzer und alle anderen Benutzer als unproblematisch eingestuft [30, 31]. Unabhängige t-Tests (bei ungleichen Varianzen: Welch-Tests) wurden berechnet, um die Gruppen hinsichtlich Alter, Zeitaufwand für das Internet, Zeitaufwand für die Verwendung ihrer bevorzugten Anwendung sowie sIAT- und BSI-Scores zu vergleichen. Aufgrund der ungleichen Gruppengröße g wird als Maß für die Effektgröße angegeben [45]. Ein Effekt von g = 0.20 wird als klein angesehen, g = 0.50 als Medium und g = 0.80 so groß [45].

Die Ergebnisse

SNS-, OP- und Internetnutzung

SNS

Die Teilnehmer nutzten das Internet durchschnittlich 20.9 ± 14.8 Stunden pro Woche und SNSs 9.4 ± 10 Stunden pro Woche (44% der gesamten Online-Zeit), wobei Facebook das beliebteste SNS war (n = 355; 50.7%), gefolgt von Instagram (n = 196; 28%) und YouTube (n = 74; 10.6%). Die mittleren SNSDQ- und sIAT-Werte betrugen 1.2 ± 1.5 und 23.6 ± 7.3 Punkte. Insgesamt hatten 24 Teilnehmer (3.4%) einen SNSDQ-Wert von ≥ 5 Punkten und lagen somit bei problematischer Verwendung über dem Grenzwert (siehe Abb. 1 für Details). Die durchschnittliche BSI-Gesamtpunktzahl aller Teilnehmer betrug 9.8 ± 16.7.

Abb.. 1
figure1

Prozentsatz der Teilnehmer, die unterschiedliche Anzahlen von Kriterien des modifizierten IGDQ (SNS und OP) erfüllen

OP

Die Teilnehmer nutzten das Internet durchschnittlich 21.9 ± 15.6 Stunden pro Woche und konsumierten OP 3.9 ± 6.1 Stunden pro Woche (18.9% der gesamten Online-Zeit). Die beliebteste Form von OP waren Videos (n = 351; 50.1%), gefolgt von Bildern (n = 275; 39.3%) und Webcams (n = 71; 10.1%). Die mittleren OPDG- und sIAT-Werte betrugen 1.5 ± 1.7 und 22.3 ± 7.9. Insgesamt 50 Teilnehmer (7.1%) erreichten einen OPDQ-Wert über dem Cutoff von ≥ 5 Punkten (siehe Abb. 1 für Details). Der mittlere BSI-Wert aller Teilnehmer betrug 25.6 ± 27.6.

Artikelanalyse und interne Konsistenz

Die Ergebnisse der Artikelanalysen sind in Tabellen dargestellt 2 und 3.

Tabelle 2 Ergebnisse der Artikelanalyse und der exploratorischen Faktoranalyse (SNS)
Tabelle 3 Ergebnisse der Artikelanalyse und der Explorationsfaktoranalyse (OP)

SNS

Für die SNS-Version hatte Punkt 7 die niedrigste Bestätigung (Anzahl der positiven Antworten (naa) = 21), während Punkt 6 die höchste (naa = 247) hatte. Dies führt zu einer Gegenstandsschwierigkeit von pi = 0.03 (Punkt 7) und pi = 0.35 (Punkt 6), mit einer mittleren Schwierigkeit über alle Punkte von pi = 0.13. Die korrigierten Artikel-Gesamt-Korrelationen reichten von ritc = 0.28 (Punkt 3) bis ritc = 0.39 (Punkte 4, 5 und 6) mit einem Mittelwert von ritc = 0.36. Die interne Konsistenz war ωOrdinal- = 0.89, und die Waage hätte nicht davon profitiert, einen Gegenstand zu entfernen.

OP

In der OP-Version des Fragebogens hatte Punkt 9 (naa = 24) die niedrigste Befürwortungsrate, während Punkt 7 die höchste (naa = 286) hatte. Die mittlere Schwierigkeit des Gegenstands war pi = .17, wobei Punkt 9 am meisten ist (pi = 0.03) und Punkt 7 (pi = 0.41) am wenigsten schwierig. Die korrigierten Artikel-Gesamt-Korrelationen lagen zwischen ritc = 0.29 (Punkt 7) und ritc = 0.47 (Punkt 5) mit einer mittleren korrigierten Punkt-Gesamt-Korrelation von ritc = 0.38. Die interne Konsistenz war ωOrdinal- = 0.88. Das Entfernen von Elementen hätte die interne Konsistenz nicht erhöht.

Faktorenstruktur

Die Teilstichproben (SNS1 vs. SNS2; OP1 vs. OP2) unterschieden sich nicht in Bezug auf Alter, Geschlecht, Internetnutzung, SNS / OP-Nutzung, sIAT-, SNSDQ / OPDQ- und BSI-Scores (siehe Anhang).

SNS

Bartlett-Test der Sphärizität (Χ2 = 407.4, df = 36, p <0.001) sowie das KMO-Kriterium (0.74) zeigten, dass die Daten für EFA geeignet waren. Der MAP-Test von Velicer empfahl die Extraktion eines einzelnen Faktors. Dieser Faktor erklärte 52.74% der Gesamtvarianz. Die Faktorladungen lagen zwischen 0.54 (Punkt 3) und 0.78 (Punkt 9) (Tabelle 2). Ein CFA mit der Unterprobe SNS2 wurde berechnet, um die Ein-Faktor-Lösung zu testen. Die Anpassungsindizes waren CFI = 0.81, RMSEA = 0.092 [CI = 0.075–0.111] und SRMR = 0.064 (für das Pfaddiagramm siehe Abb. 2).

Abb.. 2
figure2

Pfaddiagramm für die Bestätigungsfaktoranalyse mit Teilstichprobe SNS2 (n = 350). Alle Pfadkoeffizienten sind standardisiert und statistisch signifikant (p <0.001)

OP

Bartlett-Test der Sphärizität (Χ2 = 455.7, df = 36, p <0.001) und das KMO-Kriterium (0.80) zeigten an, dass die Daten für EFA geeignet waren, und der MAP-Test schlug eine Ein-Faktor-Lösung vor. Der extrahierte Faktor erklärte 53.30% der Gesamtvarianz. Die Punkte 3 und 7 hatten die niedrigsten Faktorladungen (0.52), während die Punkte 9 die höchsten (0.93) hatten (Tabelle 3). Die Ein-Faktor-Lösung wurde mit einem CFA (Teilprobe: OP2) getestet. Die Modellanpassungsindizes waren CFI = 0.87, RMSEA = 0.080 [CI = 0.062–0.099] und SRMR = 0.057 (für das Pfaddiagramm siehe Abb. 3).

Abb.. 3
figure3

Pfaddiagramm für die Bestätigungsfaktoranalyse mit Teilprobe OP2 (n = 350). Alle Pfadkoeffizienten sind standardisiert und statistisch signifikant (p <0.001)

Korrelationen mit SNS / OP / Internetnutzung und sIAT-Scores

SNS

Die SNSDQ-Scores korrelierten mit der SNS-Nutzungszeit (r = 0.32, p 0.01), die wöchentliche Internetnutzungszeit (r = 0.16, p 0.01) und die sIAT-Werte (r = 0.73, p 0.01).

OP

Die OPDQ-Werte korrelierten mit der OP-Nutzungszeit (r = 0.22, p <0.01) und sehr schwach mit der Internetnutzungszeit pro Woche (r = 0.08, p <0.05). Die höchste Korrelation wurde mit den sIAT-Scores gefunden (r = 0.72, p <0.01).

Vergleich von Personen mit problematischer und unproblematischer SNS / OP-Nutzung

SNS

Im Vergleich zu unproblematischen Benutzern verwendeten die problematischen SNS-Benutzer SNS viel häufiger und hatten höhere sIAT-Werte. Sie schienen auch mehr psychopathologische Belastung zu erfahren, aber trotz der Effektgröße des Unterschieds war dies nur eine Tendenz (p = 0.13). Einzelheiten siehe Tabelle 4.

Tabelle 4 Vergleich der Teilnehmer mit problematischer und unproblematischer Verwendung von SNS / OP

OP

Im Vergleich zu unproblematischen Benutzern verbrachten Teilnehmer, die als problematische OP-Benutzer identifiziert wurden, im Allgemeinen mehr Zeit im Internet und mehr Zeit mit OP, hatten viel höhere sIAT-Werte und erlebten mehr psychopathologische Belastungen (Tabelle) 4).

Diskussion

In der vorliegenden Studie haben wir die deutsche Version des IGDQ an die Verwendung von SNS und OP angepasst und die psychometrischen Eigenschaften der modifizierten Versionen bewertet, um zu untersuchen, inwieweit die IGD-Kriterien zur Beurteilung der problematischen Verwendung von SNS und OP geeignet sind.

Artikelanalyse

Die durchschnittliche Zustimmung zu den Elementen war für beide Fragebögen gering, was angesichts der Tatsache, dass die Checklisten Kriterien für eine problematische Verwendung in einer nichtklinischen Stichprobe bewerten, zu erwarten und wünschenswert ist. Für SNS betrifft der am meisten befürwortete Punkt, Punkt 6, den Aufschub. Dies erscheint plausibel, da SNS häufig zum Aufschieben verwendet werden [46, 47]. Punkt 7 (Täuschung / Vertuschung) erhielt die niedrigste Zustimmung, was auch angesichts der Tatsache, dass viele Menschen SNS täglich und auf sozial akzeptierte Weise verwenden, vernünftig erscheint, was es unnötig macht, darüber zu lügen [12]. Für OP hatte Punkt 7 (Täuschung / Vertuschung) die höchste Zustimmung. Dies ist möglicherweise der Fall, weil die gesellschaftliche Akzeptanz von OP eher gering ist, selbst wenn es beiläufig verwendet wird und sich viele Menschen darüber schämen [48]. Die niedrigste Bestätigung war für Punkt 9, was vernünftig erscheint, da dies schwerwiegende Folgen hat (Risiko / Verlust von Beziehungen / Chancen). Die korrigierten Item-Total-Korrelationen waren für beide Fragebögen mittel und lagen über dem Schwellenwert von ritc = 0.30 [43]. Die einzigen Ausnahmen waren Punkt 3 für SNS und Punkt 7 für OP. Punkt 3 bezieht sich auf Toleranz, ein Kriterium, das typisch für Drogenmissbrauch ist, aber im Zusammenhang mit SNS schwieriger anzuwenden scheint [49]. Die gering korrigierte Item-Total-Korrelation für Item 7 (OP) erscheint vernünftig, da die Verwendung von OP, wie bereits erwähnt, im Allgemeinen mit Verlegenheit verbunden sein kann, sodass die Täuschung anderer über die eigene Verwendung nicht gut zwischen problematischen und unproblematischen Benutzern unterscheidet.

Zuverlässigkeit

Der SNSDQ und der OPDG zeigten gute interne Konsistenzen (SNS: ωOrdinal- = 0.89; OP: ωOrdinal- = 0.88). Die Ergebnisse sind vergleichbar mit anderen Fragebögen zur Messung problematischer SNS (z. B. Bergen Social Media Scale: α = 0.88) oder OP-Nutzung (z. B. sIAT-Geschlecht: α = 0.88) [16, 20].

Gültigkeit

Im Verlauf der EFAs wurde ein einzelner Faktor sowohl für den SNS als auch für die OP-Version des Fragebogens extrahiert. Dies steht im Einklang mit dem Ergebnis für das ursprüngliche IGDQ [31]. Punkt 3 hatte in beiden Versionen die geringste Faktorbelastung, wahrscheinlich weil das Toleranzkriterium nicht sehr gut zum Kontext von SNS und OP passt. Letztendlich entstand das Toleranzkriterium aus substanzbasierten Abhängigkeiten. In diesem Zusammenhang war seine Bedeutung viel klarer definiert als im Hinblick auf die problematische Verwendung von OP, SNS oder sogar Online-Spielen, für die seine Nützlichkeit ebenfalls kontrovers diskutiert wird (pro: [30, 50] | contra: [51, 52]). In der OP-Version hatte Punkt 7 (Täuschung / Vertuschung) auch eine geringere Faktorbelastung als die anderen Gegenstände. Dies spiegelt das obige Argument wider, warum das Element für die Unterscheidung zwischen problematischen und unproblematischen Benutzern nicht so nützlich ist (37.4% der unproblematischen und 86% der problematischen Benutzer befürworteten es). Dies weist darauf hin, dass das Vertuschungsverhalten nicht explizit mit einer von der OPDG gemessenen problematischen Überbeanspruchung verbunden ist, sondern wahrscheinlich mit einer sozialen Einstellung gegenüber OP im Allgemeinen.

Insgesamt deuteten die Ergebnisse der CFAs darauf hin, dass die Ein-Faktor-Lösungen für beide Fragebögen fragwürdig sind und keine gute Übereinstimmung darstellen. Während der SRMR für beide Modelle gut war, lagen der CFI und der RMSEA unter bzw. über den Grenzwerten. Wie in der EFA hatten Punkt 6 für SNS und Punkt 7 für OP besonders niedrige Faktorladungen. Dies impliziert, dass ihre Korrelation mit der jeweiligen Gesamtskala gering ist und dementsprechend ihre Korrelation mit dem problematischen Nutzungsverhalten gering ist. Dies ist zwar nicht unbedingt ein Problem, es ist jedoch wichtig, dass nachfolgende Studien prüfen, ob diese Elemente überarbeitet, unterschiedlich gewichtet oder sogar entfernt werden sollten.

Beide Fragebögen korrelierten stark mit den entsprechenden sIAT-Versionen, was auf eine gute konvergente Validität hinweist. Die SNS-Version zeigte kleine bis mittlere Korrelationen mit der allgemeinen Internetnutzung und der SNS-Nutzungszeit (pro Woche). Die OP-Version zeigte auch eine geringe Korrelation mit der OP-Nutzungszeit (pro Woche). Die Größe der Korrelationen der problematischen Verwendung mit der Zeit, die mit der jeweiligen Anwendung verbracht wurde, liegt im Bereich der konsistent gemeldeten [53,54,55].

Um die diagnostische Validität von SNSDQ und OPDQ zu bewerten, haben wir zunächst die beobachteten Prävalenzraten mit denen anderer Studien verglichen. Bei SNS überschritten 3.4% der Teilnehmer den Grenzwert, und in Bezug auf OP erfüllten 7.1% die Kriterien für eine problematische Verwendung. Obwohl der Vergleich der Prävalenzraten aufgrund der Vielzahl unterschiedlicher diagnostischer Instrumente schwierig ist, sind die hier gefundenen Raten mit einigen in der vorhandenen Literatur vergleichbar. In ihrer Studie einer nationalen repräsentativen Stichprobe ungarischer Jugendlicher haben Bányai et al. (2017) [3] fanden eine Prävalenzrate von 4.5% für problematische SNS-Nutzung. In Bezug auf die problematische Verwendung von OP haben Giordano und Cashwell (2017) [55] berichteten über eine Prävalenzrate von 10.3% in einer Stichprobe amerikanischer College-Studenten sowie von Ross und Kollegen (2012) [15] fanden eine Rate von 7.6% in einer Stichprobe schwedischer Erwachsener.

Es ist wichtig zu beachten, dass mit diesen Instrumenten keine Diagnose gestellt werden kann. Erstens enthalten weder das DSM-5 noch das ICD-11 Diagnosen für die problematische Verwendung von OP oder SNS. Zweitens wäre selbst dann ein klinisches Interview durch einen Experten erforderlich, um das Vorhandensein klinisch signifikanter Belastungen und Funktionsstörungen sowie das Fehlen von Ausschlusskriterien für den Einzelfall zu überprüfen, die für eine psychiatrische Diagnose erforderlich sind. Ein solches unabhängiges klinisches Urteil wurde in der vorliegenden Studie nicht erhoben, daher können wir nicht feststellen, ob Personen über dem Grenzwert eine Diagnose rechtfertigen würden. Wir würden sie jedoch als mögliche Kandidaten für eine solche Diagnose betrachten. Um die diagnostische Validität weiter zu untersuchen, haben wir die Benutzer über und unter dem Cutoff verglichen und deutliche Unterschiede festgestellt. Problematische Benutzer verbrachten mehr Zeit online pro Woche (nur für OP) und verwendeten ihre bevorzugte Anwendung länger. Obwohl eine längere Nutzungsdauer kein ausreichendes Kriterium ist, um auf eine problematische Nutzung schließen zu können, haben mehrere Studien eine - wenn auch schwache - Korrelation zwischen Nutzungsdauer und problematischer Nutzung festgestellt [53,54,55]. Darüber hinaus hatten problematische Benutzer viel höhere sIAT-Werte und schienen ein höheres Maß an psychischer Belastung zu erfahren (nur für OP). Insgesamt können diese Ergebnisse - insbesondere der sehr große Unterschied zwischen den BSI-Gesamtwerten bei den problematischen OP-Anwendern - als erste Indikatoren für die Kriteriumvalidität der Instrumente angesehen werden und legen nahe, dass die IGD-Kriterien zur Identifizierung von Personen geeignet sein könnten eine problematische Verwendung von SNS oder OP [56].

Einschränkungen

Die Studie muss im Lichte ihrer Grenzen betrachtet werden. Eine Einschränkung besteht darin, dass nur erwachsene Teilnehmer getestet wurden, obwohl SNS insbesondere auch häufig von Jugendlichen verwendet wird [3]. Eine weitere Einschränkung besteht darin, dass nicht alle Teilnehmer alle Fragebögen zur problematischen Verwendung (SNS, OP und IGD) beantworteten. Dies hätte eine detailliertere Untersuchung der Überschneidungen zwischen der problematischen Verwendung der jeweiligen Anwendungen ermöglicht. Darüber hinaus wurden nur selbst gemeldete Daten gesammelt, die zu Verzerrungseffekten wie sozialer Erwünschtheit oder allgemeiner Methodenvarianz neigen. Darüber hinaus enthielten sie keine klinische Beurteilung. In Anbetracht der Tatsache, dass das Ziel der Selbstbericht-Checklisten darin besteht, problematische Benutzer zu identifizieren, sollten weitere Studien ihre Gültigkeit anhand von Stichproben von Personen untersuchen, die von Ärzten beurteilt werden, um eine problematische Verwendung in einem klinisch relevanten Sinne aufzuzeigen. Darüber hinaus ist zu beachten, dass weder die Kriterien für eine Diagnose noch die Anzahl der Elemente oder ein Grenzwert vereinbart wurden. Wir beabsichtigen nicht, Argumente dafür vorzuschlagen, ob diese Verhaltensmuster den Status einer „Störung“ rechtfertigen würden. Wir möchten vielmehr die Erforschung der Identifizierung des problematischen Einsatzes von SNS und OP fördern, indem wir ein gemeinsames Instrument bereitstellen, das bei einer vergleichenden Bewertung hilfreich sein kann, und vorschlagen, dieses Instrument als gemeinsamen Ausgangspunkt für solche Untersuchungen zu verwenden und es zu ändern, wenn weitere Untersuchungen dies nahe legen .

Zusammenfassung

Da einige psychometrische Parameter der getesteten Fragebögen nicht zufriedenstellend sind, scheinen die IGD-Kriterien nicht einfach auf die problematische Verwendung von SNS / OP übertragen zu werden. Unsere Gesamtergebnisse zeigen jedoch, dass dies ein vielversprechender Ausgangspunkt ist und die Realisierbarkeit der Verwendung angepasster IGD-Kriterien als Rahmen für die Bewertung der problematischen Verwendung von SNS / OP unterstützt. Diese Studie trägt zur Erforschung von Aspekten der problematischen Verwendung von SNS und OP bei und könnte ein erster Schritt in Richtung einer standardisierten Bewertung sein und zur Untersuchung dieser neu entstehenden Konstrukte beitragen. Zukünftige Forschungen sollten die Nützlichkeit der DSM-5-Kriterien für IGD im Zusammenhang mit der Verwendung von SNS / OP weiter untersuchen.

Verfügbarkeit von Daten und Materialien

Die während der aktuellen Studie verwendeten und / oder analysierten Datensätze sind auf begründete Anfrage beim entsprechenden Autor erhältlich.

Abkürzungen

BSI:
Kurzes Symptom Inventar
CFA:
Bestätigungsfaktor-Analyse
CFI:
Vergleichsanpassungsindex
CI:
Konfidenzintervall
DSM-5:
Diagnostisches und Statistisches Handbuch der Geistigen Störungen
EFA:
Erforschungsfaktoranalyse
IGD:
Internet-Gaming-Störung (IGD)
KMO:
Kaiser-Meyer-Olkin
NAA:
Anzahl der positiven Antworten
OP:
Online-Pornografie
OPDQ:
Online-Fragebogen zur Störung der Pornografie
RMSEA:
Root Mean Square Approximationsfehler
SIAT:
Kurzer Internet-Suchttest
SNS:
Soziale Netzwerke
SNSDQ:
Fragebogen zur Störung sozialer Netzwerke
SRMR:
Standardisierter quadratischer Mittelwert

Bibliographie