Interreta toksomanio: kontraktantaj stiloj, atendoj kaj traktado (2014)

Matthias Brand^{1,2 *}, Kristana laier¹ kaj Kimberly S. Young³

• ¹Fako de Ĝenerala Psikologio: Kogno, Universitato de Duisburg-Essen, Duisburg, Germanio
• ²Erwin L. Hahn Instituto por Magnetika Resona Imagado, Essen, Germanio
• ³Centro por Interreta toksomanio, Russell J. Jandoli Lernejo de ismurnalismo kaj Amaskomunikado, Universitato St. Bonaventure, Olean, Nov-Jorko, Usono

Interreta toksomanio (IA) fariĝis serioza menshigieno en multaj landoj. Por pli bone kompreni la klinikajn implicojn de IA, ĉi tiu studo testis statistike novan teorian modelon, ilustrante subjektajn kognajn mekanismojn kontribuantajn al disvolviĝo kaj bontenado de la malordo. La modelo diferencas inter ĝeneraligita Interreta toksomanio (GIA) kaj specifaj formoj. Ĉi tiu studo testis la modelon pri GIA sur populacio de ĝeneralaj interretaj uzantoj. La trovoj de uzantoj de 1019 montras, ke la hipotezita struktura modelo de ekvacio klarigis 63.5% de la varianco de GIA-simptomoj, kiel mezurite per la mallonga versio de la Interreta Addiction Test. Uzante psikologiajn kaj personecajn testojn, la rezultoj montras, ke specifaj kognoj de homo (malriĉa afektado kaj kognaj atendoj) pliigis la riskon por GIA. Ĉi tiuj du faktoroj mediacias la simptomojn de GIA se aliaj riskaj faktoroj ĉeestis kiel depresio, socia angoro, malalta memestimo, malalta mem-efikeco kaj alta streĉa vundebleco por nomi kelkajn areojn mezuritajn en la studo. La modelo montras, ke homoj kun altaj lertaj kapabloj kaj neniuj atendoj, ke la interreto povas esti uzata por pliigi pozitivon aŭ malpliigi negativan humoron, malpli emas okupiĝi pri problemo interreta uzado, eĉ kiam ekzistas aliaj personecaj aŭ psikologiaj vundeblecoj. La implikaĵoj por kuracado inkluzivas klaran kognan komponenton al la disvolviĝo de GIA kaj la neceson taksi la afektan stilon kaj kognojn de paciento kaj plibonigi misfaman pensadon por malpliigi simptomojn kaj okupiĝi pri resaniĝo.

Enkonduko

Problema uzado de la interreto estis identigita en kelkaj studoj kaj montras ke konstantaj negativaj konsekvencoj kiel ekzemple laborperdo, akademia fiasko kaj eksgeedziĝo rezultiĝis el troa uzo de interreto (por recenzoj vidu Griffiths, 2000a,b; Chou et al., 2005; Widyanto kaj Griffiths, 2006; Byun et al., 2009; Weinstein kaj Lejoyeux, 2010; Lortie kaj Guitton, 2013). La klinika graveco de ĉi tiu fenomeno akiras gravecon en la fono de altaj taksitaj prevalencaj tarifoj, kiuj iras de 1.5 ĝis 8.2% (Weinstein kaj Lejoyeux, 2010) aŭ eĉ ĝis 26.7%, laŭ la skaloj uzataj kaj kriterioj aplikitaj (Kuss et al., 2014).

Kvankam la unua priskribo de ĉi tiu klinika afero estas preskaŭ 20 antaŭ jaroj (Juna, 1996), la klasifiko ankoraŭ diskutas polemike kaj tial pluraj terminoj estas uzataj en la scienca literaturo, kiuj iras de "deviga interreta uzo" (Meerkerk et al., 2006, 2009, 2010), "Interretaj rilataj problemoj" (Widyanto et al., 2008), "Problema interreta uzo" (Kaplano, 2002), "Patologia interreta uzo" (Davis, 2001) al "Interreta rilata toksomania konduto" (Brenner, 1997), por mencii nur kelkajn. Tamen, en la lastaj 10-jaroj, la plej multaj esploristoj en ĉi tiu kampo uzis la esprimon "Interreta toksomanio" aŭ "Interreta toksomanio-malordo" (ekz. Johansson kaj Götestam, 2004; Bloko, 2008; Byun et al., 2009; Dong et al., 2010, 2011, 2013; Kim et al., 2011; Purty et al., 2011; Juna, 2011b, 2013; Young et al., 2011; Zhou et al., 2011; Mono kaj aliaj, 2012; Hou et al., 2012; Hong et al., 2013a,b; Kardefelt-Winther, 2014; Pontes et al., 2014; Tonioni et al., 2014). Ni ankaŭ preferas la esprimon "Interreta toksomanio (IA)", ĉar lastatempaj artikoloj (vidu diskuton en Brand et al., 2014) elstarigas la paralelojn inter trouzo de interreto kaj aliaj toksomaniaj kondutoj (ekz. Grant et al., 2013) kaj ankaŭ dependeco de substanco (vidu ankaŭ Juna, 2004; Griffiths, 2005; Meerkerk et al., 2009). Oni argumentis, ke mekanismoj rilataj al disvolviĝo kaj konservado de substanco-dependeco estas translokigeblaj al toksomania uzo de interretaj aplikoj (kaj ankaŭ al aliaj kondutaj toksomanioj), ekzemple la instiga sentiviga teorio de toksomanio kaj rilataj konceptoj (ekz. Robinson kaj Berridge, 2000, 2001, 2008; Berridge et al., 2009). Ĉi tio kongruas ankaŭ kun la komponentoj pri toksomaniuloj (Griffiths, 2005).

Multaj studoj estis faritaj pri psikologiaj korelacioj de IA, sed tio estis farita - almenaŭ en la plej multaj kazoj - sen diferencigi inter ĝeneraligita Interreta toksomanio (GIA) kaj specifa interreta toksomanio (SIA; Morahan-Martin kaj Schumacher, 2000; Leung, 2004; Ebeling-Witte et al., 2007; Lu, 2008; Kim kaj Davis, 2009; Billieux kaj Van der Linden, 2012), kvankam psikologiaj mekanismoj povus esti malsamaj, ankaŭ por apartaj aĝaj grupoj aŭ aplikaĵoj uzataj (López Fernández et al., 2014). Nia studo ekzamenas la mediaciajn efikojn de traktado de stiloj kaj kognaj atendoj pri interreta uzo en disvolviĝo kaj konservado de GIA por kontribui al pli bona kompreno de subaj mekanismoj kaj eblaj implikaĵoj por diagnozo kaj kuracado.

Sur teoria nivelo, estis jam postulate, ke IA devas diferenci rilate al ĝeneraligita interreta uzo (Griffiths kaj Wood, 2000) kontraŭ specifaj specoj de IA kiel ekzemple cibersekso, interretaj rilatoj, retaj kompensoj (ekz. vetludado, butikumado), serĉado de informoj kaj interreta videoludado por disvolvi toksomanion al interreto (ekz. Young et al., 1999; Meerkerk et al., 2006; Bloko, 2008; Brand et al., 2011). Tamen, nur unu subtipo, Interreta Gaming-Malordo, estis inkludita en la apendico de la DSM-5 (APA, 2013). Plej multaj studoj aŭ taksis IA kiel unuigitan konstruon aŭ nur taksis unu specifan subtipon (en la plej multaj kazoj interrete videoludado). En lia kognitiva-konduta modelo, Davis (2001) ankaŭ diferencis inter ĝeneraligita patologia interreta uzo (GIA) kaj specifa patologia interreta uzo (SIA). GIA estis priskribita kiel multdimensia troa uzo de la interreto, ofte akompanata de tempo-malŝparo kaj ne direktita uzo de la interreto. Sociaj aspektoj de la interreto (ekz. Socia komunikado per sociaj retaj retejoj) estas aparte uzataj (vidu ankaŭ diskuton en Lortie kaj Guitton, 2013), kiu supozeble estas ligita al manko de socia subteno o ffl ine kaj sociaj deficitoj spertitaj de individuo en ne-virtualaj situacioj. Krome, ĝi argumentis, ke subjektoj povas uzi multajn malsamajn interretajn aplikojn sen havi unu certan favoraton, ekzemple ludi ludojn, spekti pornografion, suriri per informoj kaj / aŭ butikumi, afiŝi selfie-ojn, spekti filmetojn en video-platformoj, legi blogojn de aliaj, ktp. Ĉi-kaze oni povas argumenti, ke la individuo estas toksomaniulo al la interreto kaj ne toksomaniulo en la interreto (sed vidu ankaŭ diskuton en Starcevic, 2013). Davis argumentas, ke unu ĉefa diferenco inter GIA kaj SIA estas, ke homoj, kiuj suferas de GIA, ne disvolvus similan probleman konduton sen interreto, dum homoj, kiuj suferas de SIA, estus disvolvinta similan probleman konduton en alia medio. Ambaŭ formoj de toksomania uzado de la interreto, GIA kaj SIA, sugestaj disfuncioj pri la memo kaj pri la mondo estas sugestitaj ludi fundamentan rolon (Kaplano, 2002, 2005).

Esploro traktanta GIA pruvis, ke subjektivaj plendoj en ĉiutaga vivo rezultantaj el interreta uzo estas korelaciitaj kun diversaj personecaj trajtoj. Efektive, estis montrite, ke GIA estas ligita al psikopatologiaj komorbidecoj, kiel afektaj aŭ angoraj malordoj (Whang et al., 2003; Yang et al., 2005; Weinstein kaj Lejoyeux, 2010) same kiel al la personecaj trajtoj de timeco, neŭrotismo, streĉa vundebleco, inklinoj al prokrastado kaj malalta memestimo (Niemz et al., 2005; Ebeling-Witte et al., 2007; Hardie kaj Tee, 2007; Thatcher et al., 2008; Kim kaj Davis, 2009). Ankaŭ faktoroj de socia kunteksto, ekz., Manko de socia subteno aŭ socia izolado (Morahan-Martin kaj Schumacher, 2003; Kaplano, 2007) kaj eĉ soleco en la eduka medio en adoleskantoj (Pontes et al., 2014), ŝajnas esti rilata al GIA. Plie, oni argumentis, ke uzado de la interreto kiel ilo por trakti problemajn aŭ streĉajn vivokazaĵojn kontribuas al disvolvo de GIA (Whang et al., 2003; Tang et al., 2014). Personoj kun IA montras ankaŭ altan tendencon al impulsema tipa strategio (Tonioni et al., 2014). Iuj aŭtoroj eĉ konceptas IA kiel specon de pritraktado de ĉiutaga vivo aŭ ĉiutagaj problemoj (Kardefelt-Winther, 2014). Restas nur kelkaj unuaj studoj, kiuj eksplicite komparis prognozantojn de diversaj specoj de SIA. Pawlikowski et al. (2014) raportis, ke timeco kaj vivkontento rilatas al toksomania uzo de interretaj ludoj, sed ne al patologia uzo de cibersekso aŭ uzo de ambaŭ ludoj kaj cibersekso.

Surbaze de antaŭaj esploroj, precipe sur la argumentoj de Davis (2001), kaj ankaŭ pripensante aktualan literaturon pri neuropsikologiaj kaj neŭroimagaj trovoj en subjektoj toksomaniuloj en Interreto, ni ĵus publikigis teorian modelon pri disvolvo kaj bontenado de GIA kaj SIA (Brand et al., 2014). Iuj aspektoj en la modelo jam estis menciitaj en la kunteksto de uzado de sociaj retaj retejoj, ekzemple la espero de pozitivaj rezultoj (Turel kaj Serenko, 2012). Montriĝis ankaŭ, ke troa aŭ toksa uzado de interretaj aŭkcioj rilatas al ŝanĝoj en kredoj de individuoj pri la tekniko kaj ĉi tio determinas estontajn uzojn kaj uzajn intencojn (Turel et al., 2011). Ĉi tio kongruas kun nia teoria modelo pri GIA, en kiu ni supozas, ke kredoj aŭ atendoj pri tio, kion Interreto povas fari por homo influas la konduton, t.e., la interretan uzadon, kiu siavice influas ankaŭ estontajn atendojn. Tamen en nia modelo ni koncentriĝis pri la mediacia rolo de atendoj kaj traktado de strategioj en disvolvado kaj konservado de GIA kaj specifaj specoj de SIA.

Por la evoluo kaj bontenado de GIA, ni argumentas, ke la uzanto havas certajn bezonojn kaj celojn atingeblajn per iuj interretaj aplikoj. Surbaze de antaŭa esplorado, ni korpigis plurajn el tiuj trovoj por disvolvi kompletan modelon por ligi ĉi tiujn elementojn. Komence, la kernaj trajtoj de homo estas asociitaj kun IA kaj inkluzivas psikopatologiajn aspektojn, personajn aspektojn kaj sociajn kognojn. En la unua sekcio, ni inkluzivis psikopatologiajn simptomojn, precipe depresion kaj socian angoron (ekz. Whang et al., 2003; Yang et al., 2005), disfunkciaj personecaj facetoj, kiel malalta mem-efikeco, timeco, streĉa vundebleco, kaj prokrastado (Whang et al., 2003; Chak kaj Leung, 2004; Kaplano, 2007; Ebeling-Witte et al., 2007; Hardie kaj Tee, 2007; Thatcher et al., 2008; Kim kaj Davis, 2009; Pontes et al., 2014), kaj socia izolado / manko de socia subteno (Morahan-Martin kaj Schumacher, 2003; Kaplano, 2005) en la disvolviĝo de GIA. Tamen ni sugestis, ke la influo de la ĉefaj trajtoj kaj konoj de tiu homo sur la evoluo de toksomania uzo de Interreto estu mediata de iuj interretaj konoj, precipe interretaj uzojTurel et al., 2011; Xu et al., 2012; Lee et al., 2014), kaj certaj strategioj por trakti ĉiutagajn vivajn postulojn aŭ ĉiutagajn problemojn (Tang et al., 2014; Tonioni et al., 2014). En la tria sekcio de la modelo, kiel konsekvenca konduto, se la uzanto iras interrete kaj ricevas plifortigon rilate al malfunkcia alfrontado de problemoj aŭ negativaj humoro kaj la homo atendas, ke interreta uzo distros ilin de problemoj aŭ negativaj sentoj, tiam des pli probable ili turnos sin al interreto por eskapi de tiuj sentoj evidentigitaj per perdo de kontrolo, malbona tempo-administrado, avidoj kaj pliigitaj sociaj problemoj. La rolo de plifortigo kaj kondiĉigo de procezoj estis bone priskribita en la literaturo pri disvolvo kaj bontenado de substancaj rilataj malordoj (ekz. Robinson kaj Berridge, 2001, 2008; Kalivas kaj Volkow, 2005; Everitt kaj Robbins, 2006). Ni ankaŭ argumentis, ke la pozitiva kaj negativa plifortigo de la traktado pri interreta stilo kaj interreta uzado sinsekve rezultigas perdon de kognitiva kontrolo pri la interreta uzo, kiu estas mediaciita per antaŭfrontalaj (plenuma) funkciado (Brand et al., 2014).

Kvankam ĉi tiu modelo kongruas bone kun antaŭaj literaturoj pri ŝlosilaj trovoj rilate al psikologiaj mekanismoj malantaŭ IA (vidu superrigardojn de Kuss kaj Griffiths, 2011a,b; Griffiths, 2012) Kaj ankaŭ kun tre lastatempaj neuropsikologiaj kaj neuroimagaj korelacioj de GIA kaj distingaj specoj de SIA (Kuss kaj Griffiths, 2012; Brand et al., 2014), ĉi tiu modelo ankoraŭ bezonas empirian evidentecon koncerne pliigitan validecon. En ĉi tiu studo, ni celis traduki la hipotezojn resumitajn en la teoria modelo pri GIA skizita supre al statistika modelo pri latentaj variabloj kaj testis la efikojn de antaŭdiro kaj mediatoro sur la severeco de GIA-simptomoj uzante grandskalan interretan loĝantaron. Uzante validigitajn psikologiajn kaj personecajn mezurojn, ni unue taksis la kernajn trajtojn de homoj antaŭdiri tro ĝeneralan kaj toksomanian uzon de la interreto. Uzante validigitan mezuron de kopiado kaj lastatempe evoluinta mezuro de atendoj pri interreta uzo, ni testis ĉu malriĉaj kapablaj traktadoj kaj interretaj uzaj atendoj (kiel uzi Interreton por eskapi negativajn sentojn aŭ malagrablajn situaciojn) mediacii la ligon inter la kernaj trajtoj kaj simptomoj de homo. GIA.

Materialoj kaj metodoj

La Operaciigita Modelo

Ni unue tradukis la teorian modelon priskribitan en la enkonduko kaj ilustritan en la artikolo de Brand et al. (2014) en testebla kaj operaciigita statistika modelo. Por ĉiu el la menciitaj mencioj en la teoria modelo, ni elektis almenaŭ du manifestajn variablojn por konstrui strukturan ekvacio-modelon (SEM) sur latenta nivelo. Por ĉiu variablo, ni tiam uzis specifan skalon (ĉiu konsistanta el pluraj eroj, vidu priskribon de la instrumentoj sube) por funkciigi la manifestajn variablojn. Ĉi tiu operaciigita modelo kiel SEM sur latenta nivelo estas montrita en Figuro 1.

 

FIGURA 1. La operaciigita modelo, inkluzive ĉefajn supozojn de la teoria modelo pri GIA, pri latenta dimensio.

temoj

Uzante kompletan interretan enketon, ni havis 1148-respondantojn. Post ekskludo de 129-partoprenantoj pro nekompletaj datumoj en la psikometriaj skaloj, la fina specimeno konsistis N = 1019. La partoprenantoj estis varbitaj per reklamoj, interretaj platformoj (Facebook-konto de la teamo Ĝenerala Psikologio: Sciiĝo), retpoŝtaj listoj al studentoj de la Universitato de Duisburg-Essen, kaj pere de flugfolioj en lokaj drinkejoj kaj trinkejoj same kiel vort-de- buŝaj rekomendoj. La reklamoj, retpoŝtoj kaj flugfolioj inkluzivis deklaron, ke partoprenantoj povas partopreni en raso, havante la ŝancon gajni unu el la jenaj artikoloj: (1) iPad, (2) iPad mini, (3) iPod nano, (4) ) iPod shu ffl e, 20 Amazon-donacaj kartoj (50 Eŭroj ĉiu). La studo estis aprobita de la loka komitato pri etiko.

Averaĝa aĝo de la fina specimeno estis 25.61 jaroj (SD = 7.37). La specimeno inkluzivis 625 (61.33%) inojn kaj 385 (37.78%) virojn (naŭ volontuloj ne respondis ĉi tiun demandon). Koncerne situacion de privata vivo, 577 partoprenantoj (56.62%) vivis en rilato aŭ geedziĝis kaj 410 (40.24%) indikis ne havi aktualan rilaton (32 partoprenantoj ne respondis al ĉi tiu demando). En la momento de taksado, 687 partoprenantoj (67.42%) estis studentoj, 332 partoprenantoj (32.58%) havis regulan laboron (kun nia sen akademia fono). De la tuta specimeno, 116 partoprenantoj (11.4%) plenumis kriteriojn por problema interreta uzo [detranĉo> 30 en la mallonga Interreta Toksomanio-Testo (s-IAT), vidu priskribon de la instrumento sube] kaj 38 partoprenantoj (3.7%) por patologia uzo de interreto (> 37 en la s-IAT). Averaĝa tempo pasigita en interreto estis 972.36 min / semajno (SD = 920.37). El la tuta specimeno, 975 individuoj uzis sociajn retojn / komunikajn retejojn (M_{min / semajno} = 444.47, SD = 659.05), 998-individuoj (97.94%) serĉis informojn en la interreto (M_{min / semajno} = 410.03, SD = 626.26), 988-individuoj (96.96%) uzis butikumadojn (M_{min / semajno} = 67.77, SD = 194.29), interretaj ludoj estis uzataj de partoprenantoj de 557 (54.66%, M_{min / semajno} = 159.61, SD = 373.65), interreta videoludado estis farita de partoprenantoj de 161 (15.80%, M_{min / semajno} = 37.09, SD = 141.70), kaj cibersekso estis uzata de 485-individuoj (47.60%, M_{min / semajno} = 66.46, SD = 108.28). Koncerne la uzon de multnombraj interretaj aplikoj, 995-partoprenantoj (97.64%) raportis uzi tri aŭ pli el la interretaj aplikoj menciitaj supre regule.

instrumentoj

Mallonga Interreta Aldona Testo (s-IAT)

Simptomoj de IA estis taksitaj per la germana mallonga versio de la Interreta Adicacia Testo (Pawlikowski et al., 2013), kiu baziĝas sur la originala versio ellaborita de Juna (1998). En la mallonga versio (s-IAT), 12 eroj devas esti responditaj laŭ kvin-punkta skalo de 1 (= neniam) ĝis 5 (= tre ofte) rezultigante sumajn poentojn de 12 ĝis 60, dum poentaroj> 30 indikas probleman interretan uzon kaj poentaro> 37 indikas patologian interretan uzon (Pawlikowski et al., 2013). La s-IAT konsistas el du faktoroj: perdo de kontrolo / tempa administrado kaj avido / sociaj problemoj (ĉiu havas ses erojn). Kvankam la 12-eroj ŝarĝas sur du faktoroj en kaj esplora kaj konfirmiga faktoro-analizo (CFA; Pawlikowski et al., 2013), ili kaptas la ŝlosilajn simptomojn de IA, kiel ekzemple priskribitaj en la komponantoj modelo de (Griffiths, 2005). La unua sub-skala "perdo de kontrolo / tempa administrado" taksas kiom forta homo suferas problemojn pri tempo-administrado en ĉiutaga vivo pro sia interreta uzo (ekz., "Kiel ofte vi neglektas hejmajn taskojn pasigi pli da tempo interrete?") "Kiom ofte vi perdas dormon pro esti interrete malfrue vespere?"). Eroj de ĉi tiu subskalo ankaŭ taksas negativajn konsekvencojn kaŭzitajn de la troo de la interreta uzo (ekz., "Kiel ofte viaj gradoj aŭ lernejaj laboroj suferas pro la kvanto de tempo vi pasigas interrete?"). Oni ankaŭ mezuras ĉu la subjektoj spertas perdon de kontrolo pri sia interreta uzo kaj se ili provis redukti sian interretan uzon kaj malsukcesis (ekz., "Kiom ofte vi trovas, ke vi restas rete pli longe ol vi intencis?" Kaj "Kiom ofte" Ĉu vi provas malpliigi la tempon, kiun vi pasigas interrete kaj malsukcesas? ”). Ĉiuj eroj ne mezuras la tempon pasigitan interrete, sed ĉu aŭ ne individuoj spertas perdon de kontrolo rilate sian interretan uzon kaj problemojn en ĉiutaga vivo kiel rezulto de sia interreta uzo. La dua subskala "avido / sociaj problemoj" mezuras efikojn de troa interreta uzo sur sociaj interagoj kaj maltrankvilo kun la mediumo (ekz., "Kiom ofte vi sentas vin maltrankviligita pri interreto kiam vi bezonas aŭ fantazias pri esti interreta?"). Eroj de ĉi tiu subskalo ankaŭ taksas interpersonajn problemojn (ekz., Kiom ofte vi ruzas, krias, aŭ ĝenas se iu ĝenas vin dum vi interrete? ") Kaj humora regulado (ekz.," Kiom ofte vi sentas vin deprimita, milda , aŭ nervoza kiam vi estas ffl ine, kiu foriras post kiam vi revenos interrete?). Ĉiuj eroj inkluzivas la terminojn "Interreto" aŭ "interrete" ĝenerale sen centri en iu apliko. En la instrukcio, la partoprenantoj estis informitaj, ke ĉiuj demandoj rilatas al sia ĝenerala uzado de la interreto, inkluzive de ĉiuj uzataj aplikoj.

La s-IAT havas bonajn psikometriajn proprietojn kaj validecon (Pawlikowski et al., 2013). En nia specimeno, interna konsistenco (α de Cronbach) estis 0.856 por la tuta skalo, 0.819 por la faktoro-perdo de kontrolo / tempo-administrado, kaj 0.751 por la faktoro avida / sociaj problemoj.

Mallonga Simptoma Inventaro - subskala depresio

Simptomoj de depresio estis taksitaj kun la germana versio (Franke, 2000) de la subskala depresio de la Mallonga Simptoma Inventaro (Boulet kaj Boss, 1991; Derogatis, 1993). La skalo konsistas el ses eroj taksantaj deprimajn simptomojn dum la lastaj 7-tagoj. Respondojn oni devas doni sur kvin-punkta skalo, kiu iras de 0 (= tute ne) ĝis 4 (= ekstreme). Interna konsistenco (α de Cronbach) en nia provaĵo estis 0.858.

Mallonga Simptoma Inventaro - subskala interpersona sentiveco

Simptomoj de socia angoro kaj interpersona sentiveco estis taksitaj kun la germana versio (Franke, 2000) de la subskala interpersona sentiveco de la Mallonga Simptoma Inventaro (Boulet kaj Boss, 1991; Derogatis, 1993). La skalo konsistas el kvar eroj kaj respondoj devas esti donitaj sur kvin-punkta skalo, kiu iras de 0 (= tute ne) ĝis 4 (= ekstreme). Interna konsistenco (α de Cronbach) en nia provaĵo estis 0.797.

Memvalora Skalo

Memestimo estis taksita de la Mem-Estima Skalo (Rosenberg, 1965). Ni ĉi tie uzis la modifitan germanan version (Collani kaj Herzberg, 2003), kiu konsistas el dek eroj. La respondoj devas esti donitaj sur kvar-punkta skalo, kiu iras de 0 (= forte malkonsentas) ĝis 3 (= forte konsentas). Interna konsistenco (α de Cronbach) en nia provaĵo estis 0.896.

Mem-Efika Skalo

Memefikeco estis taksita de la Memfikala Skalo (Schwarzer kaj Jerusalemo, 1995), kiu konsistas el 10-eroj. Respondojn oni devas doni sur kvar-punkta skalo, kiu iras de 1 (= ne vera) ĝis 4 (= ekzakte vera). Interna konsistenco (α de Cronbach) en nia provaĵo estis 0.863.

Inicianta Trier por Kronika Streso

Stresa vundebleco estis mezurita per la kribra versio de la Trier Inventaro por Kronika Streso (TICS; Schulz et al., 2004). La kribrado enhavas 12-erojn pri ekscentreco en la lastaj 3-monatoj. Ĉiu aserto devas esti respondita sur kvin-punkta skalo, kiu iras de 0 (= neniam) ĝis 4 (= tre ofte). Interna konsistenco (α de Cronbach) en nia provaĵo estis 0.908.

Skalo de soleco

La mallonga versio de la Soleca Skalo (De Jong Gierveld kaj Van Tilburg, 2006) estis uzata por mezuri sentojn de soleco (subskala emocia soleco, tri eroj) kaj perceptita socia subteno (socia subteno subskala, tri eroj). Ĉiuj deklaroj devas esti responditaj sur kvin-punkta skalo de 1 (= ne!) Ĝis 5 (= jes!). Interna konsistenco (α de Cronbach) en nia provaĵo estis 0.765 por la emocia soleco de la subskala kaj 0.867 por la subtena socia subteno.

Mallonga COPE

La Mallonga COPE (Carver, 1997) mezuras kopian stilon en pluraj malsamaj subdomajnoj. Ni ĉi tie uzis tri subskalojn de la germana versio (Knoll et al., 2005): neado, uzado de substanco kaj kondutisma senigo. Ĉiu subskalo estis reprezentita per du eroj, kiuj devis esti responditaj sur kvar-punkta skalo, kiu iras de 1 (= Mi tute ne faris tion) ĝis 4 (= mi agis multe ĉi tion). Interna konsistenco (α de Cronbach) en nia specimeno estis 0.561 por la neado de la subskala, 0.901 por la uzo de subescala substanco, kaj 0.517 por la disa subkompreno de subskala. Konsiderante ke la skalo konsistas el nur du eroj kaj konsiderante ke la instrumento estis uzata en pluraj validumaj studoj inkluzive de raportoj pri re-testaj fidindecoj, ni konsideras la fidindecon kiel akceptebla.

Interreta Uza Spektaklo-Skalo

Por taksi la atendojn pri interreta uzo, ni disvolvis novan skalon konsistantan - en la unua versio - el 16-eroj. La listoj reflektas iujn kernajn instigajn faktorojn kiel, ekzemple, raportitaj de Xu et al. (2012) kaj ankaŭ de Jes (2006). La eroj estis asignitaj apriora al du skaloj (ĉiu kun ok eroj): Interretaj atendoj, kiuj reflektas pozitivan plifortigon (ekz., "Mi uzas la interreton por sperti plezuron") kaj tiujn reflektantajn negativan plifortigon (ekz., "Mi uzas interreton por distri problemojn"). Ĉiuj respondoj estis donitaj sur ses-punkta skalo, kiu iras de 1 (= tute malkonsentas) ĝis 6 (= tute konsentas). Surbaze de la datumoj, kiujn ni kolektis en ĉi tiu studo (N = 1019), ni faris esploran faktoran analizon (EFA). Korno (1965) paralela analizo kaj la minimuma averaĝa parta (MAP) testo (Velicer, 1976) estis uzataj por determini la taŭgan nombron da faktoroj. Ĉi tiu proceduro rezultigis stabilan du-faktan solvon. EFA kun ĉefa komponentanalizo kaj varimaksa rotacio tiam estis farita por taksi la strukturon de la Interreta Uzo-Atendoj-Skalo (IUES). Rezultoj de la EFA finita kun fina 8-ero versio de la IUES kun la dufakta strukturo restas (Tabelo 1). Kun ĉi tiuj du faktoroj, ni observis variancan klarigon de 63.41%. La unua faktoro enhavas kvar erojn kun altaj ŝarĝoj sur la ĉefa faktoro (> 0.50) kaj malaltaj ŝarĝoj sur la alia faktoro (<0.20) kaj rilatas al pozitivaj atendoj, do ni nomis ĉi tiun faktoron "pozitivaj atendoj." La dua faktoro konsistas el kvar eroj kun altaj ŝarĝoj sur la ĉefa faktoro (> 0.50) kaj malaltaj ŝarĝoj sur la alia faktoro (<0.20), kaj ĉiuj eroj rilataj al interreta uzo por eviti aŭ redukti negativajn sentojn aŭ pensojn, do ni nomis ĉi tion faktoro "evitemaj atendoj." Ambaŭ faktoroj havas bonan fidindecon ("pozitivaj atendoj": α de Cronbach = 0.832 kaj "atendoj de evitado" α de Cronbach = 0.756). La du faktoroj rilatis signife (r = 0.496, p <0.001) kun modera efiko (Cohen, 1988).

 

TABLA 1. Faktoroŝarĝoj kaj fidindecoj de la du faktoroj de IUES, la rimedoj de la taksitaj eroj kaj la numeraj numeroj.

Por certigi la faktoran strukturon de la instrumento, ni taksis aldonan specimenon de 169-subjektoj (averaĝa aĝo = 21.66, SD = 2.69; inoj 106) por apliki CFA. La CFA estis farita kun MPlus (Muthén kaj Muthén, 2011). Por la taksado de modelaj perspektivoj, ni aplikis normajn kriteriojn (Hu kaj Bentler, 1995, 1999): La normigita radika mezuro kvadrata postrestanta (SRMR; valoroj sub 0.08 indikas bonan agordadon kun la datumoj), komparaj taŭgaj indicoj (CFI / TLI; valoroj super 0.90 indikas bonan taŭgan valoron, valoroj super 0.95 bonega taŭgaĵo), kaj radikajn mezajn kvadratojn eraro de proksimumado (RMSEA; "provo de proksima kapablo"; valoro sub 0.08 kun signifa valoro sub 0.05 indikas akcepteblan taŭgan). La CFA konfirmis la du-faktan solvon por la IUES kun bonaj al bonegaj taŭgaj parametroj: La RMSEA estis 0.047, la CFI estis 0.984, la TLI 0.975, kaj la SRMR 0.031. La χ² testo ne estis signifa, χ² = 24.58, p = 0.137 indikante, ke la datumoj ne devias signife de la teoria modelo (solvo de du faktoroj, kiel montrite en Tabelo) 1). Ĉi tiu ekzemplo estis kolektita nur por CFA. La datumoj ne estis inkluzivitaj en la pluaj analizoj.

Statistikaj Analizo

Statistikaj normaj proceduroj estis efektivigitaj kun SPSS 21.0 por Vindozo (IBM SPSS Statistics, liberigis 2012). Pearson-korelacioj estis kalkulitaj por testi rilatojn de nulo-ordo inter du variabloj. Por regi la datumojn por eksteroj, ni kreis kutime distribuitan hazardan variablon kun la sama meza norma devio kiel ni trovis en la s-IAT (totala poentaro). Ĉi hazarda variablo teorie devas esti sen rilato al ĉiuj interesaj variabloj, se la korelacioj ne estas influitaj de ellasiloj en la datumoj. Ĉiuj korelacioj kun la hazarda variablo estis tre malaltaj, rs <0.049, indikante ke ne estis sufiĉe influaj eksterordinaraj valoroj en iuj el la skaloj en la fina specimeno (N = 1019). Aldone scatterplotoj inter la variabloj estis kontrolitaj vide. Denove, neniuj ekstremaj rimedoj estis trovitaj. Tial la analizoj estis faritaj kun ĉiuj subjektoj.

La SEM-analizo estis komputita kun MPlus 6 (Muthén kaj Muthén, 2011). Ne mankis datumoj. Antaŭ ol provi la plenan modelon, ankaŭ la provoj de la latentaj dimensioj estis provitaj per CFA en MPlus. Por ambaŭ, SEM kaj CFA, oni aplikis maksimuman verŝajnan parametron. Por la takso de modelaj perspektivoj, ni aplikis la normajn kriteriojn (Hu kaj Bentler, 1995, 1999) kiel jam priskribite en la sekcio antaŭe. Por apliki mediatan analizon estis bezonate, laŭ Barono kaj Kenny (1986), ke ĉiuj variabloj inkluzivitaj en la mediacio devas korelacii unu kun la alia. Ni ankaŭ uzis moderigitajn regresojn por analizado de eblaj moderecaj efikoj kiel aldonaj analizoj por alternativa konceptado de la kopirajta koncepto.

rezultoj

Priskribaj Valoroj kaj Korelacioj

La meznombraj poentaroj de la specimenoj en la s-IAT kaj ĉiuj aliaj skaloj aplikitaj troveblas en Tabelo 2. La meza s-IAT-poentaro de M = 23.79 (SD = 6.69) estas sufiĉe komparebla kun la poentaro raportita de Pawlikowski et al. (2013) por specimeno de 1820-subjektoj de la ĝenerala populacio (la meza s-IAT-poentaro estis M = 23.30, SD = 7.25). La bivariaj korelacioj inter la s-IAT (sumpoentaro) kaj la interpunkcioj en la demandaroj kaj skaloj administritaj estas montritaj en Tabelo. 3.

 

TABLA 2. Meza poentaro de la skaloj aplikitaj.

 

TABLA 3. Bivariaj korelacioj inter la s-IAT (sumpoentaro) kaj la interpunkcioj en la demandaroj administritaj.

Latentaj Dimensioj de la Proponita Modelo en Konfirmaj Faktoroj-Analizo

Por testi sisteme la proponitan teorian modelon, ni unue analizis la faktoromodelon, kio signifas, ke oni testis, ĉu la latentaj dimensioj estas akcepteblaj per la manifestaj variabloj. Tial CFA estis realigita kun la ses latentaj dimensioj (unu dependa dimensio, tri prognozaj dimensioj, du mediatoraj dimensioj). La RMSEA estis 0.066 kun p <0.001, la CFI estis 0.951, la TLI estis 0.928 kaj la SRMR estis 0.041, indikante bonan modelon.

La unua latenta dimensio "simptomoj de GIA" estis bone reprezentita per la interpunkcioj en la du faktoroj de la s-IAT (perdo de kontrolo / tempo-administrado kaj avido / sociaj problemoj) kiel celite. La unua prognoza variablo "psikopatologiaj simptomoj" estis signife reprezentita de la du subescales de la BSI (depresio kaj interpersona sentiveco). La dimensio "personecaj aspektoj" estis bone reprezentita per la tri hipotezitaj manifestaj variabloj (memefikeco, memestimo kaj streĉa vundebleco) kaj la lasta prognozila dimensio "sociaj kognoj" estis bone reprezentita de la du subescales de la soleca skalo (emocia. soleco kaj socia subteno). Rezultoj montris, ke la unua hipoteza mediatora dimensio "kopii" estis bone reprezentita de la tri sub-skaloj de la COPE (neado, substanco-misuzo kaj kondutisma senigo) kaj la dua mediatora dimensio "Interretaj uzaj atendoj" estis bone reprezentita de la du IUES-faktoroj ( pozitivaj atendoj kaj evitindaj atendoj).

Entute la CFA indikis, ke la latentaj dimensioj estas reprezentataj akcepteble de la manifestaj variabloj. Nur en la dimensio kopii la skalon misuzo havas pli malfortan faktoron ŝarĝantan (β = 0.424) sed tamen signifan (p <0.001) kaj tial sufiĉa, ĉar la ĝenerala modelo bone kongruis kun la datumoj. Ĉiuj faktoraj ŝarĝoj kaj normaj eraroj estas montritaj en Tabelo 4.

 

TABLA 4. Koeficientoj de la manifestoj de ŝarĝaj variabloj sur la latentaj dimensioj, provitaj kun CFA en MPlus.

La Plena Struktura Ekvacio-Modelo

La proponita teoria modelo pri latenta dimensio kun GIA kiel dependa variablo (modeligita de la du s-IAT-faktoroj) cedis bonan agordon kun la datumoj. La RMSEA estis 0.066 kun p <0.001, la CFI estis 0.95, la TLI estis 0.93, kaj la SRMR estis 0.041. La χ² testo estis signifa, χ² = 343.89, p <0.001, kio estas normala pro la granda specimeno. Tamen la χ² testo por la baza modelo ankaŭ estis signifa kun multe pli alta χ² valoro, χ² = 5745.35, p <0.001. Resume, la datumoj bone kongruis kun la proponita teoria modelo. Ĝenerale, la granda proporcio de 63.5% de la varianco en GIA estis grave klarigita per la plena SEM (R² = 0.635, p <0.001). La modelo kaj ĉiuj rektaj kaj nerektaj efikoj estas montritaj en Figuro 2.

 

FIGURA 2. Rezultoj de la struktura modelo de ekvacio inkluzive de faktoroŝarĝoj de la latentaj dimensioj, β-pezoj, p-valoroj kaj postrestantaj. ***p <0.001.

Ĉiuj tri rektaj efikoj de la prognozistoj sur GIA ne estis signifaj (Figuro 2). Sed rimarku, ke la rekta efiko de la latentaj variaj psikopatologiaj aspektoj iomete ne atingis signifon kun p = 0.059. Ĉi tie oni devas konsideri, ke la β-pezo estis negativa, kio indikas, ke - se oni interpretus la marĝene signifan rektan efikon - pli alta depresio kaj socia angoro iras kune kun pli malaltaj simptomoj de GIA se la nerekta efiko de psikopatologiaj aspektoj. super la du mediativaj variabloj (kopirajto kaj interreta uzo atendoj) estas partigitaj. La rektaj efikoj de la du latentaj prognozaj variabloj psikopatologiaj aspektoj kaj personeco sur ambaŭ latentaj mediativaj variabloj kopiantaj kaj interretaj uzaj atendoj estis signifaj. Kontraŭe, la rektaj efikoj de la latentaj variaj sociaj kognoj ambaŭ sur la kopiado kaj interreta uzo atendoj ne estis signifaj, kio signifas ke ĉi tiuj efikoj ne estis signifaj kiam kontrolitaj por la efikoj de la aliaj du latentaj dimensioj.

Tamen la efikoj de sociaj kognoj al interretaj uzaj atendoj iomete ne atingis signifon kun p = 0.073. La rektaj efikoj de kopiado al GIA (p <0.001) kaj de interretaj uzaj atendoj (p <0.001) estis signifaj kun fortaj efikaj grandecoj.

La nerekta efiko de psikopatologiaj aspektoj super kopiado al GIA estis signifa (β = 0.173, SE = 0.059, p = 0.003). Ankaŭ la nerekta efiko de psikopatologiaj aspektoj super la atendoj de interreta uzado de GIA estis signifa (β = 0.159, SE = 0.072, p = 0.027). La nerekta efiko de personecaj aspektoj super kopiado al GIA ankaŭ estis signifa (β = –0.08, SE = 0.041, p = 0.05), sed la efika grandeco estis tre malgranda. La nerekta efiko de personecaj aspektoj super la interretaj uzaj atendoj al GIA estis signifa (β = –0.160, SE = 0.061, p = 0.009). Ambaŭ nerektaj efikoj de sociaj kognoj super kopiado (β = 0.025, SE = 0.030, p = 0.403) kaj socia scio pri interretaj uzaj atendoj (β = –0.08, SE = 0.045, p = 0.075) al GIA ne estis signifaj. La modelo kun ĉiuj faktoraj ŝarĝoj kaj β-pezo estas montrita en Figuro 2. Psikopatologiaj aspektoj de la latenta dimensio signife korelaciis kun la aspektoj de la latenta dimensia personeco (r = -0.844, p <0.001) kaj kun la latenta dimensio sociaj ekkonoj (r = –0.783, p <0.001). Ankaŭ la du latentaj dimensioj personecaj aspektoj kaj sociaj ekkonoj estis korelaciitaj (r = 0.707, p <0.001).

Pliaj Analoj

La modelo priskribita estis teorie argumentita kaj sekve tiu, kiun ni provis unue. Tamen ni poste testis iujn pliajn modelojn aŭ partojn de la modelo aparte por pli bone kompreni la subajn mekanismojn de GIA pli detale. La unua temo, kiun ni traktis, estis la efiko de psikopatologio sur GIA, ĉar ni trovis interesan, ke la rekta efiko, kvankam ne grave, estis negativa en la SEM (vidu Figuron 2), kvankam sur la bivaria nivelo, la korelacioj estis pozitivaj. La simpla modelo kun psikopatologiaj aspektoj (reprezentitaj de BIS-depresio kaj BSI-socia maltrankvilo) kiel antaŭdiro kaj GIA (reprezentita de la du s-IAT-faktoroj) kiel dependa variablo havis bonan modelon (ĉiuj taŭgaj indicoj estas pli bonaj ol akcepteblaj) kaj la efiko estis pozitiva (β = 0.451, p <0.001). Ni ankaŭ kalkulis la modelon sen la du perantoj, kio signifas, ke psikopatologiaj aspektoj, personecaj aspektoj kaj sociaj aspektoj servis kiel rektaj antaŭdiroj kaj GIA estis la dependa variablo (ĉiuj variabloj sur latenta nivelo kun la samaj variabloj uzataj en la tuta SEM, vidu Figuron 2). La modelo sen mediatoroj ankaŭ havis bonajn taŭgajn indicojn (kun unu escepto: la RMSEA estis kun 0.089 iomete alta) kaj la rektaj efikoj al GIA (la du s-IAT-faktoroj) estis: efiko de psikopatologiaj aspektoj sur GIA β = 0.167, p = 0.122; efiko de personecaj aspektoj sur GIA β = –0.223, p = 0.017; kaj efiko de sociaj aspektoj sur GIA β = –0.124, p = 0.081. Notu, ke la efiko de psikopatologiaj aspektoj sur GIA estas ankoraŭ pozitiva en ĉi tiu modelo (sed ne grave), kiam la efiko estas kontrolita pro la efikoj de personeco kaj sociaj aspektoj. Kunigitaj, la rezultoj de la totala SEM parolas pri plena mediacio de la efiko de psikopatologiaj aspektoj sur GIA fare de la du mediatoj (kopirajto kaj atendovicoj), kio estas plue emfazita de la du pliaj analizoj montrantaj ke la pozitiva efiko sur bivaria nivelo. kaj en la simpla modelo estas reduktita per la inkludo de pluaj variabloj kiel prognozistoj.

Ni teorie konceptis kopirajton kiel mediatoro (Brand et al., 2014). Tamen oni povas ankaŭ argumenti, ke fivido ne mediacias la efikon de psikopatologiaj aspektoj, sed agas kiel moderiganto. Por certigi, ke la konceptado de kopiado kiel mediatoro taŭga anstataŭ moderigilo taŭgas, ni aldone kalkulis iujn moderajn analizojn uzante analizajn regresajn moderojn. Kiam, ekzemple, uzado de psikopatologiaj aspektoj kiel prognozilo, traktado kiel moderigilo, kaj s-IAT (sumpoentaro) kiel dependa variablo, ambaŭ psikopatologiaj aspektoj (β = 0.267) kaj kopiado (β = 0.262) klarigas la variancon en la s-IAT signife (ambaŭ p <0.001), sed ilia interago ne signife aldonas klarigon pri varianco (ŝanĝoj en R² = 0.003, p = 0.067, β = -0.059) kaj la pliigo de la modera efiko estas preskaŭ nulo (0.3%).

Ni ankaŭ konsideris aĝon kaj sekson kiel eblajn variablojn kiuj povas efiki sur la strukturo de la modelo. Por testi ĉi tion, ni unue kalkulis la bivariajn korelaciojn inter aĝo kaj ĉiuj aliaj variabloj rezultantaj en tre malaltaj korelacioj. Estis nur unu korelacio kun r = 0.21 (aĝo kaj evitaj atendoj), kiu tamen estas malalta efiko (Cohen, 1988), kaj ĉiuj aliaj korelacioj havis efikojn inter r = 0.016 kaj r = 0.18 kun plej multaj estaĵoj r <0.15 kaj r <0.10. La korelacio inter aĝo kaj s-IAT ankaŭ estis tre malalta kun r = –0.14 (kvankam signifa je p <0.01, kio estas klara en tiel granda specimeno). Resume, la postuloj por inkluzivi aĝon en la mediacia modelo ne estis plenumitaj (Barono kaj Kenny, 1986) kaj ni decidis ne inkluzivi aĝon en plia modelo. Koncerne sekson, ni komparis la mezumajn poentojn de ĉiuj grupoj uzataj kaj ni trovis nur signifan grupan diferencon (BSI-socia maltrankvilo, inoj havis pli altajn poentojn kun malalta efiko de d = 0.28, ĉiuj aliaj efikoj estis malpli ol 0.28, la efiko por la s-IAT-poentaro estis d = 0.19). Ni tamen testis, ĉu la modela strukturo estas malsama por virinoj kaj viroj, uzante meznombran strukturan analizon en SEM-analizo. Ĉi tio signifas, ke ni testis ĉu la SEM (vidu Figuron 2) egalas por viraj kaj virinaj partoprenantoj. La H0 de ĉi tiu provo estas: teoria modelo = modelo por la grupo "viroj" = modelo por la grupo "virinoj." La taŭgaj indicoj estis ĉiuj akcepteblaj, indikante ke la strukturo de la rilatoj ne multe diferencas por viroj kaj virinoj. La RMSEA estis 0.074 kun p <0.001, la CFI estis 0.93, la TLI estis 0.91, kaj la SRMR estis 0.054. La χ² testo estis signifa, χ² = 534.43, p <0.001, kio estas normala pro la granda specimeno. Tamen la χ² testo por la baza modelo ankaŭ estis signifa kun multe pli alta χ² valoro, χ² = 5833.68, p <0.001. La kontribuo al la χ² de la testita modelo fare de viroj kaj virinoj estis kompareblaj (χ² kontribuoj de virinoj = 279.88, χ² kontribuoj de viroj = 254.55). Kvankam la entuta strukturo de la modelo ne multe diferencas por viroj kaj virinoj, ni inspektis la simplan vojon kaj trovis tri diferencojn. La vojo de personecaj aspektoj al okupado estis signifa en viroj (β = –0.437, p = 0.002), sed ne en virinoj (β = –0.254, p = 0.161) kaj la efiko de personecaj aspektoj sur atendoj estis signifa en viroj (β = -0.401, p = 0.001), sed ne en virinoj (β = –0.185, p = 0.181). Krome, la efiko de psikopatologiaj aspektoj sur atendoj estis signifa en virinoj (β = 0.281, p = 0.05), sed ne en viroj (β = 0.082, p = 0.599). Ĉiuj aliaj efikoj kaj la reprezentado de la latentaj dimensioj ne diferencis inter viroj kaj virinoj kaj ankaŭ ne diferencis de la ĝenerala modelo ilustrita en Figuro. 2. En resumo, la tuta modelo testita validas por viroj kaj virinoj, kvankam la negativa efiko de personecaj aspektoj sur kopiado kaj atendoj estas pli ĉeestanta en viroj kompare kun virinoj kaj la efiko de psikopatologiaj aspektoj sur atendoj ĉeestas en virinoj, sed ne en viroj. .

diskuto

Ni enkondukis novan teorian modelon pri disvolvo kaj bontenado de toksomania uzo de interreto (Brand et al., 2014), kiu baziĝas sur la ĉefaj argumentoj de Davis (2001) kiu unue sugestis diferencigon inter ĝeneraligita uzado de interreto (GIA) kaj specifa toksomanio al iuj interretaj aplikoj (SIA). En la nuna studo, ni tradukis la teorian modelon pri GIA al operaciigita modelo sur latenta nivelo kaj statistike testis la SEM per interreta enketo pri interreta loĝantaro de 1019-respondantoj. Ni trovis entute bonan modelon kongruan kun la datumoj kaj la hipotezita SEM, kiu reprezentas la ĉefajn facetojn de la teoria modelo kaj klarigis 63.5% de la varianco de GIA-simptomoj laŭ mezuro de la s-IAT (Pawlikowski et al., 2013).

La modelo estas la unua kiu kunigas elementojn asociitajn kun IA kiel ekzemple depresio, socia angoro, malalta memestimo, malalta mem-efikeco kaj pli alta streĉa vundebleco. Surbaze de la emfazo de kognoj rilate al disvolvi IA kaj al toksomania konduto ĝenerale (Lewis kaj O'Neill, 2000; Dunne et al., 2013; Newton et al., 2014), la modelo esploras, ĉu du mediativaj variabloj (kopiaj stiloj kaj interretaj uzaj atendoj) influas la rektajn efikojn de la prognozaj variabloj (psikopatologio, personeco, kaj sociaj kognoj) sur la disvolviĝo de GIA. Rezultoj montras, ke ambaŭ traktaj stiloj kaj interretaj uzaj atendoj ludas gravan rolon.

Ĉiuj variabloj (antaŭdiroj kaj mediatoroj) inkluzivitaj en la modelo estis signife korelaciitaj kun la s-IAT-poentaro sur bivaria nivelo. Ĉi tio estas esence konforma al antaŭaj esploroj pri bivariaj rilatoj inter simptomoj de IA kaj personecaj aspektoj, psikopatologiaj simptomoj kaj aliaj personaj variabloj, kiel menciite en la Enkonduko. Tamen, en la SEM-analizo, ĉiuj rektaj efikoj de la tri ĉefaj prognozantoj (sur latenta dimensio) ne plu estis signifaj kiam oni inkluzivis la hipotezitajn mediatojn en la modelon. Ĉi tio signifas, ke psikopatologiaj aspektoj (deprimo, socia angoro), personecaj aspektoj (memestimo, memefikeco kaj streĉa vundebleco) same kiel sociaj kognoj (emocia soleco, perceptita socia subteno) ne influas simptomojn de GIA rekte, sed tio ilia influo estas mediaciita per disfunkcia alfrontanta stilo, aŭ interret-uzaj atendoj, aŭ ambaŭ. Tamen psikopatologiaj aspektoj kaj personecaj aspektoj signife antaŭdiras ambaŭ malfunkciajn strebajn stilojn kaj interretajn uzajn atendojn. Sociaj kognoj tamen ne signife rilatas al pritraktado kaj atendoj, kiam ilia relativa efiko estas kontrolita pro la efikoj de psikopatologiaj kaj personecaj aspektoj (sed rimarku, ke la tri prognozaj latentaj dimensioj estis korelaciitaj signife kaj ke la efiko de sociaj kognoj al interreta uzo atendoj iomete malsukcesis atingi signifon). La rektaj efikoj de kaj kopira stilo kaj atendoj sur simptomoj de GIA estis signifaj. En resumo, la nuna studo, kvankam kun neklinika loĝantaro, ne nur konfirmas la antaŭajn trovojn pri la graveco de traktado de stilo kaj traktado de streĉaj vivaj eventoj (Kardefelt-Winther, 2014; Tang et al., 2014; Tonioni et al., 2014) kaj ankaŭ atendojn pri interreta uzo (Turel kaj Serenko, 2012; Xu et al., 2012; Lee et al., 2014) por disvolvado aŭ konservado de simptomoj de GIA, sed eksplicite emfazas la rolon de traktado kaj atendoj kiel mediatoroj en la procezo subesta GIA.

La modelo estis provita kun granda interreta loĝantaro. Modelo devas esti provita kun klare difinitaj klinikaj specimenoj, kiel kuracaj serĉantaj individuoj. La signifo de la modelo estus pli fortika kun klinika populacio por tiri pli precizajn klinikajn implicojn. Kvankam 11.3% de la specimeno raportis probleman interretan uzon kaj 3.7% priskribis sin kiel dependan interretan uzon, ĉi tiu studo estas konsiderata nur komenca rigardo por vidi ĉu la modelo funkcias kaj tiras statistikajn inferencojn, kiuj eble povus havi klinikan gravecon. Tamen, kiel nova modelo kun statistika signifo uzanta diversajn psikologiajn kaj personecajn provojn ĉe interretaj uzantoj, kelkaj klinikaj implikaĵoj, kiuj povas inspiri estontan esploradon, povas fari kun singardo.

Unue, homoj kun disfunkcia alfrontado por trakti problemojn en sia vivo kaj kiuj havas atendojn, ke interreto povas esti uzata por pliigi pozitivon aŭ malpliigi negativan humoron, eble pli probable disvolvos GIA. Plie, la efikoj de psikopatologiaj aspektoj sur ambaŭ disfunkciaj kaj interretaj uzaj atendoj estis pozitivaj, kio indikas, ke pli altaj simptomoj de depresio kaj socia angoro povas pliigi la riskon por disfunkciaj traktaj strategioj kaj ankaŭ por la atendoj, kiujn interreto helpas por trakti streĉon aŭ negativon. humoro. Nur kiam ĉi tiuj procezoj agas en koncerto, signifante la kombinaĵon de psikopatologiaj simptomoj kaj alfronti / atendojn, la probableco uzi interreton vorte kreskas.

Due, kvankam la nombro de studoj pri traktado de GIA estas limigita, la metaanalizo publikigita de Winkler et al. (2013) argumentas, ke kognitiva-konduta terapio estas la elekta metodo. Ĉi tio precipe baziĝas sur la analizo de kuracaj efikoj al tempo pasigita interrete, depresio kaj angoro-simptomoj. Fakte, kognitiva-konduta terapio por IA (CBT-IA; Juna, 2011a) estis identigita kiel la plej ĝenerala formo de traktado de IA (Mono kaj aliaj, 2012). Ene de kognitiva-konduta traktado de GIA proponita de Juna (2011a), individuaj trajtoj same kiel kopirajtoj kaj atendoj pri interreta uzado jam hipotezis esti signifaj en la traktado de GIA, sed la empiria evidenteco estis tre malabunda (ekz., Juna, 2013).

La trovoj prezentitaj en ĉi tiu studo provizas unu plian fonton de evidenteco por montri, ke kognitiva-konduta terapio kaj CBT-IA povas funkcii por trakti IA. La specifaj kognoj de la persono (stilo kaj interretaj uzaj atendoj) mediacias la efikon de psikopatologiaj simptomoj (depresio, socia angoro), personecaj trajtoj, kaj socia kogno (soleco, socia subteno) sur GIA-simptomoj. Uzante kognan terapion, emfazo en takso devus inkluzivi identigi disfunkciajn kognojn por esti pritraktita. Tio estas, post ekzameno, klinikistoj devas ekzameni atendojn pri interreta uzo por kompreni la bezonojn de la kliento kaj kiaj manieroj la kliento kredas, ke la interreto povas kontentigi.

Alternative, trovoj ankaŭ sugestas, ke terapio devas trakti malbonkondutajn kognojn asociitajn kun malfunkcia uzo de interreto. Ĉi tiuj trovoj konfirmas pli fruajn studojn, kiuj montris maladaptajn kognojn kiel ekzemple overgeneraligo, evitado, forigo, grandigo, maladaptiga problemo-solvo aŭ negativaj memkonceptoj estas asociitaj kun toksomania interreta uzo (Juna, 2007). Klinika implikaĵo de ĉi tiuj trovoj estas, ke terapio devas apliki kognan restrukturadon kaj reformadon por kontraŭbatali pensojn, kiuj kondukas al toksomania uzo de Interreto. Ekzemple, paciento suferanta GIA povas havi signojn de socia maltrankvilo kaj timeco kaj tial kelkaj amikoj kaj ankaŭ problemoj kun aliaj en la lernejo. Ŝi tiam povas pensi, ke komunikado kun aliaj homoj per sociaj retaj retejoj gratulas ŝian socian bezonon sen havi la timajn situaciojn de "reala" socia interagado. Krome, ŝi eble havas la esperon, ke ankaŭ ludi interrete ludon eble distros ŝin de la problemoj en la lernejo kaj ke aĉeti interrete aŭ serĉi informojn per interreto eble malpliigos la sentojn de soleco. Terapio fokusus ŝin vidi alternativajn lokojn en la lernejo aŭ en privata vivo, kie ŝi povas konstrui estimon kaj kontentigi sociajn bezonojn. Se ŝi ĉesas pravigi, ke la sociaj retaj retejoj, ludoj kaj butikumaj lokoj estas la solaj lokoj, kiujn ŝi sentas bone pri sia vivo kaj ŝi trovas aliajn pli sanajn ellasejojn, des malpli ŝi dependos de la diversaj interretaj aplikoj. Sciante la rolon, kiun kognoj ludas en la disvolviĝo de GIA, la kognitiva terapio povas helpi klientojn restrukturi la supozojn kaj interpretojn, kiuj konservas ilin interrete. Denove, ĉi tiuj eblaj klinikaj implicoj de la rezultoj de la studo devas esti traktataj kun singardo, ĉar ili devas esti replikitaj en kuracanta serĉanta, klinika specimeno.

De pli vasta perspektivo, tamen, ĉi tiuj trovoj akiras sciojn pri kiel terapiistoj povas specife apliki CBT-IA al Interretaj toksomaniulaj pacientoj. Konduta modifo povas helpi klientojn disvolvi kaj adapti novajn kaj pli funkciajn alfruntajn strategiojn por trakti ĉiutagan ĝenon. Terapio bezonas koncentriĝi por helpi klientojn trovi pli sanajn manierojn fari aferon ol turni sin al interreto. Ĉefa ero de CBT-IA estas kondutoterapio por helpi klientojn trakti subajn aferojn kontribuantajn al IA, specifa aŭ ĝeneraligita (Juna, 2011a, 2013). La trovoj sugestas, ke plibonigi lertajn kapablojn reduktus la bezonon interrete por klientoj. Kvankam studita en specimeno de la ĝenerala populacio, ni kredas, ke la konstato, ke kopirajto kaj atendoj estas mediatoroj en la disvolviĝo kaj konservado de GIA, kontribuas al pli bona kompreno de la mekanismoj de GIA kaj ke ili probable havas iujn kuracajn implikaĵojn, kiel menciite supre . Alia aspekto, kiu ne fokusiĝis en la nuna studo, estas la rolo de prefrontal-kortega integreco. La efikeco de CBT-IA eble dependas ankaŭ de la antaŭfronta funkciado de la paciento, ĉar plifortigi kognan kontrolon de la interreta uzo en la kurso de la terapio plejparte rilatas al plenumaj funkcioj kaj aliaj pli alt-ordaj kognaj procezoj. Ĉi tio gravas trakti en estontaj studoj, ĉar plej lastatempe aperis kelkaj artikoloj publikigitaj montrante, ke prefrontalaj funkcioj de kortekso probable reduktiĝas en pacientoj kun IA (vidu superrigardon en Brand et al., 2014).

En nia provaĵo, aĝo estis inverse korelaciita kun simptomoj de GIA, sed kun tre malalta efika grandeco (klarigante 1.96% de la varianco, nur). Pripensi lastatempajn artikolojn pri interreta uzo en pli maljunaj homoj (ekz. Eastman kaj Iyer, 2004; Vuori kaj Holmlund-Rytkönen, 2005; Campbell, 2008; Nimrod, 2011), oni certe povas agi efikojn pri pluraj aspektoj de uzado de la interreto, ekzemple uzado de motivoj kaj la maniero kiel maljunuloj spertas amuzon kaj kontenton en interreto. Konsiderante, ke maljunuloj ankaŭ havas pli altan ŝancon disvolvi plenumajn disfunkciojn pro antaŭfrontalaj kortekaj ŝanĝoj kun kreskanta aĝo (Alvarez kaj Emory, 2006), kiuj ankaŭ estas ligitaj al decidaj reduktoj (Brand kaj Markowitsch, 2010), oni povas konjekti, ke tiuj pli maljunaj homoj kun plenumaj reduktoj, kiuj spertas grandan plezuron en la interreto, povas disvolvi GIA. Ĉi tio tamen ne reprezentas niajn datumojn, ĉar nia specimeno ne inkluzivis pli malnovajn subjektojn. Estontaj studoj eble esploros la specifajn vundeblecojn ligitajn al la risko de GIA en pli maljunaj plenkreskuloj.

Sekso ne influis la ĝeneralan strukturon de la modelo. En antaŭaj artikoloj, seksaj efikoj estis trovitaj por specifaj specoj de IA, kiel interreta videoludado (ekz. Ko et al., 2005) kaj aparte ciberseksa (Meerkerk et al., 2006; Griffiths, 2012; Laier et al., 2013, 2014), sed ankaŭ argumentis, ke ambaŭ seksoj riskas ĝenerale disvolvi disvolvan uzon de la interreto (Young et al., 1999, 2011). En nia studo, la efikoj de sekso sur GIA, laŭ mezuro de la s-IAT, estis tre malaltaj (d = 0.19, vidu rezultojn), indikante ke almenaŭ en ĝenerala populacio ambaŭ ĝenroj same riskas evoluigi GIA. Kvankam sekso ne influis la ĝeneralan datumstrukturon en SEM, estis iuj diferencoj inter viroj kaj virinoj koncerne tri rektajn efikojn de antaŭdiraj variabloj al la mediatoroj. Kiel resumite en la sekcio de rezultoj, psikopatologiaj aspektoj efikis sur atendoj en virinoj, ne en viroj, en la negativa efiko de personecaj aspektoj sur kopiado kaj atendoj pli ĉeestas en viroj ol en virinoj. Ĉi tiuj efikoj kongruas kun la literaturo pri seksaj diferencoj rilate al depresio kaj socia angoro (Sprock kaj Yoder, 1997; Moscovitch et al., 2005), same kiel memestimo kaj memefikeco (Huang, 2012). Tamen la facetoj, kiuj estas la fokuso de la studo, nome la mediaciaj efikoj de alfrontado kaj atendoj kaj ilia graveco por GIA ne estis tuŝitaj de sekso (vidu rezultojn de la mezuma strukturo-analizo). Do sendepende de kiel ĝenro povas influi socian maltrankvilon, deprimon aŭ iujn personecajn aspektojn, aferon kaj atendojn devas konsideri CBT-IA en ambaŭ seksoj.

Fine, ekzistas pluraj limigoj de ĉi tiu studo. Ĝi estas nove disvolvita modelo, kiu bezonas plian provadon sur klinika loĝantaro por plene vidi sian klinikan efikecon en kuracado. Ĝi ankaŭ estu provita uzante la pli longan version de IAT (Juna, 1998; Widyanto kaj McMurran, 2004) kiel pli testita mezuro en la literaturo. Ni uzis la pli mallongan version, konsiderante la longecon de la takso-ilo, kiun ni uzis por la tuta modelo, sed se vi ripetus ĉi tiun laboron per klinika specimeno, oni sugestus uzi IAT kune kun pliaj mezuroj de IA, kiel ekzemple la Takso de Interreto kaj Komputila ludo toksomanio kiel skalo (AICA-S) aŭ klinika intervjuo (AICA-C) disvolvita kaj validigita kun klinikaj grupoj per (Wölfling et al., 2010, 2012). Krome, ni ellaboris kaj testis la demandaron pri interretaj uzoj por la celoj de ĉi tiu studo. Dum ni estis metodike konservativaj kaj zorgemaj pri la disvolviĝo de la skalo, ĉi tiu mezuro devus esti taksita sur pliaj loĝantaroj por valideco kaj la demandaro bezonas plian empirian testadon en estontaj studoj. Pliaj kaj pli detalaj skaloj kaj intervjuoj ankaŭ devas esti aplikitaj al klinikaj specimenoj, ĉar la plej multaj facetoj taksitaj en nia studo estis mezuritaj per mallongaj demandaroj kun limiga nombro da eroj, pro praktikaj kialoj (limigo de tempo en la kunteksto de interretaj enketoj) . Plia ebla problemo estas tiu de komuna metodo-varianco (Podsakoff et al., 2003). Bedaŭrinde, neniu klara markila variablo, kiu teorie ne rilatus al ĉiuj aliaj variabloj, estis inkluzivita en la studo pro praktikaj kialoj (la enketo prenis preskaŭ 25 min, kio estas kritika sojlo por interretaj enketoj). Kvankam ni ne povas ekskludi la efikon de varianco de komuna metodo sur la rezultojn, ni argumentas, ke ĉi tiu efiko ne kreas la tutan datumstrukturon raportitan. Inspektinte la bivariajn korelaciojn (Tabelo) 3) oni povas vidi, ke iuj el tiuj estas tre malaltaj (ekz. r = –0.08, r = –0.09, r = 0.12 ktp). Ni pensas, ke ĉi tiuj malaltaj korelacioj donas iujn ofertojn por supozi, ke komuna metodo-variado ne influas draste la ĉefajn analizojn. Tamen la modelo devas esti provita per sistema plurkapa kaj plurmetoda alproksimiĝo (Campbell kaj Fiske, 1959) en estontaj studoj.

La nuna studo fokusiĝas al GIA, kio signifas, ke la modelo sur SIA, kiel priskribita de Brand et al. (2014), ankoraŭ bezonas esti testita empirie. Oni devas testi malsamajn formojn de SIA (ekz. Videoludado, interreta porn, aŭ interreta videoludado) por vidi, ĉu kapablaj kapabloj kaj interretaj uzaj atendoj ludas similan rolon en disvolviĝo de la problemo. Ĝi estas ankoraŭ debato se la koncepto de GIA estas principe taŭga por kovri la probleman konduton en pacientoj. Ni trovis evidentecon pri la ligo inter mem raportitaj problemoj rilataj al nespecifa uzo de pluraj malsamaj interretaj aplikoj kaj la variabloj sugestitaj en la modelo. La koncepto de GIA estis operaciigita per la s-IAT-instrukcio kaj formulaj artikoloj, sed ankaŭ per la fakto, ke pli ol 97% de la partoprenantoj raportis regule uzi tri aŭ pli malsamajn interretajn aplikojn, kiel komunikado, videoludado, vetludado, cibersekso, butikumado, aŭ serĉado de informoj. De klinika perspektivo, tamen estas temo de debato se GIA povas esti kialo por serĉado de kuracado aŭ se pacientoj serĉantaj kuracistojn esence suferas perdon de kontrolo pri la uzo de unu certa apliko nur. Ni sugestas konsideri ĉi tiun punkton en klinika esplorado per sisteme enketi la kritikan konduton en la kunteksto de la interreta uzo kaj analizi kiom ofta estas la nekontrolita kaj toksomania uzo de pli ol unu interreta apliko en klinikaj specimenoj. Krome, ne ĉiuj komponentoj proponitaj en la teoria modelo pri GIA povus esti inkluzivitaj en ĉi tiu studo. Ekzemple, pliaj personecaj trajtoj aŭ aliaj psikopatologiaj malordoj povas esti inkluzivitaj en estontaj studoj.

konkludo

La ĉefaj hipotezoj de la modelo pri GIA estas subtenataj de empiriaj datumoj. La kernaj trajtoj de persono rilatas al simptomoj de GIA, sed ĉi tiuj efikoj estas mediaciitaj per la specifaj kognoj de homo, precipe pri kopirajta stilo kaj interretaj uzaj atendoj. Ĉi tiuj kognoj devas esti traktataj en la kuracado de toksomania uzo de interreto.

Aŭtoro Kontribuoj

Matthias Brand skribis la unuan skizon de la papero, supervisó la datumkolekto kaj analizis kaj interpretis la datumojn. Christian Laier kontribuis precipe al la konceptado de la empiria studo kaj datumkolekto, kaj reviziis la manuskripton. Kimberly S. Young redaktis la projekton, reviziis ĝin kritike, kaj kontribuis intelekte kaj praktike al la manuskripto. Ĉiuj aŭtoroj fine aprobis la manuskripton. Ĉiuj aŭtoroj respondecas pri ĉiuj aspektoj de la verko.

Konflikto pri Interesa Rakonto

La aŭtoroj deklaras, ke la esplorado estis farita sen manko de komercaj aŭ financaj rilatoj, kiujn oni povus konsideri kiel ebla konflikto de intereso.

Dankojn

Ni dankas Elisa Wegmann kaj Jan Snagowski pro iliaj valoraj kontribuoj al la studo kaj la manuskripto. Ili helpis nin signife programante la interretan enketon kaj kontroli la datumojn.

Referencoj

Eldonita de:

Ofir Turel, Kalifornia Ŝtata Universitato, Fullerton kaj Universitato de Suda Kalifornio, Usono

Reviziita de:

Aviv M. Weinstein, Hadassah Medicina Organizo, Israelo
Daria Joanna Kuss, Nottingham Trent University, UK