Psikometria aliro al pritaksoj de problema uzo de interreta pornografio kaj sociaj retaj retejoj surbaze de la konceptoj de interreta videoludado (2020)

fono

Problema uzo de interreta videoludado, sociaj retaj retejoj (SNS) kaj interreta pornografio (OP) estas evolua problemo. Kontraŭe al la problema uzo de SNS kaj OP, interreta videoludado (IGD) estis inkluzivita en la nova eldono de la Diagnoza kaj statistika manlibro de mensaj malordoj (DSM-5) kiel kondiĉo por plua studado. La aktuala studo adaptis la kriteriojn por IGD al la problema uzo de SNS kaj OP modifante validigitan demandaron por IGD (Interreta Gaming-Diskutejo: IGDQ) kaj esplorante la psikometriajn ecojn de la modifitaj versioj, SNSDQ kaj OPDQ.

metodoj

Du interretaj specimenoj (SNS: n = 700, 25.6 ± 8.4 jaroj, 76.4% ino; OP: n = 700, 32.9 ± 12.6 jaroj, 76.7% vira) kompletigis la SNSDQ / OPDQ, la Mallongan Simptoman Inventaron (BSI) kaj la mallongan Interretan Toksomanion-Teston (sIAT) kaj donis informojn pri ilia SNS / OP-uzo. Analizoj pri normaj eroj kaj fidindeco, esploraj kaj konfirmaj faktoraj analizoj kaj korelacioj kun la sIAT estis kalkulitaj. Problemaj kaj neproblemaj uzantoj estis komparitaj.

rezultoj

La internaj konsistencoj estis ω_ordinaraj = 0.89 (SNS) kaj ω_ordinaraj = 0.88 (OP). La esploraj faktoraj analizoj ĉerpis unu faktoron por ambaŭ demandaroj. Konfirmaj faktoraj analizoj konfirmis la rezultojn. La poentaroj SNSDQ / OPDQ multe rilatis al la poentaroj de sIAT kaj modere kun la tempo de uzado de SNS / OP. El la uzantoj, 3.4% (SNS) kaj 7.1% (OP) kuŝas super la limo por problema uzo. Problemaj uzantoj havis pli altajn sIAT-poentojn, uzis la aplikojn por pli longa tempo kaj spertis pli psikologian mizeron.

konkludo

Entute, la rezultoj de la studo indikas, ke la adapto de la IGD-kriterioj estas promesplena aliro por mezuri probleman uzon de SNS / OP.

En 2017, 3.5 miliardoj da homoj uzis interreton [1]. El la multaj manieroj uzi ĝin, interreta videoludado, sociaj retaj retejoj (SNS) kaj interreta pornografio (OP) estas precipe popularaj. Ĉiuj ĉi tiuj aplikoj estas enketitaj, ĉar ilia problema uzo ŝajnas esti ligita al psikologia mizero kaj problemoj kun laboro, akademia agado kaj interpersonaj rilatoj [2,3,4,5,6,7]. Kun ĝia inkludo en la apendico de la kvina eldono de la jaro Diagnoza kaj statistika manlibro de mensaj malordoj (DSM-5), Malordo de interretaj ludoj (IGD) estis rekonita kiel malordo garantianta plian enketon [8]. Ĉi tiu estis la unua paŝo al difino de normigitaj kriterioj por ĝi. La 9 kriterioj baziĝas sur tiuj por malsano-uzado de substanco kaj hazardludo kaj devas plenumi dum la lastaj 12 monatoj: (1) maltrankvilo kun videoludado, (2) retiro kiam ne eblas ludi, (3) toleremo, (4) malsukceso ĉesi / redukti la kvanton de videoludado, (5) rezigni aliajn agadojn favore al videoludado, (6) daŭre ludi malgraŭ problemoj, (7) trompi aliajn pri ĝia kvanto, (8) videoludado por eskapi de adversaj humoroj kaj (9) ) endanĝerigi gravan rilaton, onian okupon aŭ onian edukadon pro hazardludo.

Dum IGD estis inkluzivita en la DSM-5 kiel kondiĉo por plia studo, la problema uzo de SNSoj kaj OP ne estis. Petry kaj O'Brien (2013) [9] argumentas ke manko de empiria evidenteco kaj malkonsekvenco en studoj esplorantaj ĉi tiujn aferojn (SNS kaj OP). Tamen daŭras debato pri la ekzisto, klasifiko kaj diagnozo de la problema uzo de specifaj interretaj aplikoj kiel SNSoj aŭ OP [10] kaj kreskanta nombro de studoj indikas la gravecon de problema uzo de SNS kaj OP [3, 5, 11, 12], ne malpli pro ilia asocio kun pliigitaj niveloj de psikologia mizero. Ĉi tio inkluzive povas inkluzivi simptomojn de psikiatriaj malordoj kiel depresio, angoro-malordoj, atenta deficito kaj hiperactiveco-malordo aŭ obsesivo-komputa malordo [2, 11, 13,14,15].

Takso de problema SNS kaj OP-uzo

Estas multaj malsamaj diagnozaj instrumentoj por taksi probleman uzon de SNS kaj OP. Plejparto de ili estas aŭ bazitaj sur la diagnozaj kriterioj por kondutaj toksomanioj (SNS: ekz. Bergen Socia Amaskomunikilaro pri toksomanioj [16] | OP: ekz. Problema Pornografia Konsuma Skalo [17]) aŭ la Interreta Addiction Test [18] (SNS: ekz. Addictive Tendencies To SNSs Scale [19] | OP: sIAT-sekso [20]). Atentu, ke tio neniel estas ĝisfunda enmemorigo de ĉiuj diagnozaj instrumentoj. Por detala superrigardo vidu Andreassen (2015) [2] por SNS kaj Wéry & Billieux (2017) [21] por OP. Ne mankas bone validigitaj instrumentoj, sed restas la jenaj problemoj: (i) malsamaj teoriaj konceptoj de problema SNS kaj OP-uzo kun la konsekvenco (ii) ke neniuj unuigitaj, normigitaj kriterioj estas haveblaj por taksi problema uzo de la tri. plej gravaj specifaj interretaj aplikoj (Gaming, SNS, OP) kompare.

La plej freŝa teoria modelo por specifaj interret-uzaj malordoj estas la I-PACE-modelo [22]. Ĝi baziĝas sur empiriaj trovoj kaj integras antaŭajn teoriajn konsiderojn de aliaj modeloj en la kampo de kondutaj toksomanioj, kiel la Sindromo-Modelo [23] aŭ la Komponentoj-Modelo de toksomanio [24]. La I-PACE-modelo hipotezas, ke la etiologio de problema uzo similas por malsamaj interretaj aplikoj. Tial ĝi sugestas aplikadon de unuformaj diagnozaj kriterioj al ĉiuj aplikoj, tiel normigante la diagnozajn kriteriojn kaj permesante komparojn de iliaj prevalencaj indicoj. Ĉar la Usona Psikiatria Asocio jam proponis normigitajn kriteriojn por IGD, ĝi sugestas mem apliki ĉi tiujn kriteriojn al la problema uzo de aliaj interretaj aplikoj kaj estas pluraj esploristoj, kiuj konsentas pri ĉi tiu agado [25,26,27]. Iuj studoj jam uzis ĉi tiun alproksimiĝon por disvolvi psikometriajn ilojn por taksi probleman interretan uzon [26, 28, 29] Tamen, laŭ la scio de la aŭtoroj, ekzistas nur unu studo, kiu uzis ĉi tiun alproksimiĝon por la problema uzo de SNS [27] kaj neniu por la problema uzo de OP.

Fino de la nuna studo

Tial la celo de ĉi tiu studo estis ekzameni ĝis kiu mezuro la konceptigo de la Interreta Lud-Malordo povas adaptiĝi al la problema uzo de SNS kaj OP. Petry et al. (2014) [30] - kiuj estis membroj de la grupo de laboro pri substanca uzo-malordo, kiuj rekomendas inkluzivi IGD en la DSM-5 - publikigis demandaron (Interreta Lud-Malorda Demandaro: IGDQ) por taksi IGD. Por ĉi tiu studo, ni uzis la germanan version, kiu estis validigita de Jeromin, Barke kaj Rief (2016) [31] kaj adaptis ĝin por problema SNS kaj OP-uzo per reformulado de la eroj (por detaloj vidu la sekcion "Mezuroj"). Por taksi kaj taksi ĝis kia grado la koncepto de IGD povas disponigi utilan deirpunkton por taksado de problema uzo de SNS kaj OP, ni esploris la psikometriajn ecojn de la du modifitaj versioj, la SNSDQ kaj OPDQ.

Partoprenantoj kaj proceduro

La datumoj estis kolektitaj per interreta enketo (oktobro 2017 - januaro 2018). La ligo al la demandaro estis afiŝita al ĝeneralaj (ekz. Reddit) kaj aplikaj specifaj interretaj forumoj (ekz. Facebook-grupoj), SNS kaj dissendolistoj. En la komenco, la partoprenantoj precizigis ĉu ili plejparte uzas SNS aŭ OP kaj estis redirektitaj al la responda demandaro (SNS / OP). Kiel instigo, partoprenantoj povis gajni unu el kvin donacaj valonoj por interreta butiko (valoro de la valido: 20 €). La inkluzivaj kriterioj estis: informita konsento, aĝo ≥ 18 jaroj. Ekskluzivaj kriterioj estis: neniu denaska parolanto (germana), procento de interreta tempo pasigita uzante SNSs / OP ≤5%.

SNS-sub-ekzemplo

Entute 939 partoprenantoj plenumis la inkluzivajn kriteriojn. El tiuj, 239 (25.45%) devis esti ekskluditaj: 228 ĉar ili mankis datumojn por la SNSDQ, 7 ĉar ili malsukcesis liveri seriozajn informojn (ekz. Klingona kiel sia denaska lingvo) kaj 4 ĉar ili ne realisme rapide respondis tempon ( 2 SDoj sub la averaĝa tempo). En la fino, datumoj de 700 partoprenantoj estis analizitaj (Tabelo) 1).

Sub-ekzemplo

Entute 1858 partoprenantoj renkontis la inkluzivajn kriteriojn. El tiuj, 669 (36.01%) devis esti ekskluditaj: 630 ĉar ili mankis datumojn por la OPDQ, 25 ĉar ili disponigis evidente falsajn informojn, 9 pro nereale rapida respondotempo kaj 5 pro komentoj sugestante ke ili malsukcesis kompreni la enketon. Por pliigi la statistikan kompareblecon de la du sub-specimenoj (SNS / OP), hazarda specimeno de 700 partoprenantoj estis tirita el la ceteraj 1189. Fine, datumoj de 700 partoprenantoj estis analizitaj (Tabelo 1).

Mezuroj

Socio-demografiaj informoj

Kolektis informojn pri sekso, aĝo, edukado, dungado kaj rilato.

Informoj pri ĝenerala kaj specifa interreta uzo

La partoprenantoj raportis kiom da tempo (horoj) ili pasigas interrete en tipa semajno. Krome, ili disponigis specifajn informojn rilate al sia uzado de SNS aŭ OP, kiel ekzemple SNS / OP-ejoj, kiujn ili plejparte uzas kaj kiom longe ili uzas SNSojn aŭ OP (horojn / semajnon).

Problema uzo

La tendenco de problema SNS aŭ OP-uzo estis taksita kun la germanaj versioj de la SNSDQ kaj OPDQ. Ĉi tiuj demandaroj estas modifitaj versioj de IGDQ. IGDQ konsistas el naŭ eroj, kiuj reflektas la respondajn DSM-5-kriteriojn por IGD. Ĝi havas dikotoman respondformaton konsistantan el 'ne' (0) kaj 'jes' (1). La poentaro estas akirita aldonante la respondojn (interpunkcia gamo: 0–9). Poentaro de ≥ 5 estis difinita kiel la detranĉo por ricevi diagnozon de IGD [30]. Por ĝia adapto rilate al SNS kaj OP, la originalaj eroj estis refrazitaj anstataŭigante ĉiujn referencojn al interreta videoludado per referencoj al SNS aŭ OP. Ekzemple, "Ĉu vi sentas vin senĝena, kolerema, kolera, maltrankvila aŭ malĝoja, kiam vi provas ĉesigi aŭ ĉesi uzi SNS aŭ kiam vi ne kapablas uzi SNS?" anstataŭ "Ĉu vi sentas vin senĝena, iritema, malhumora, kolera, maltrankvila aŭ malĝoja kiam vi provas detranĉi aŭ ĉesi ludadon aŭ kiam vi ne kapablas ludi?"

Mallonga testo de toksomania interreto

La sIAT estas mallonga versio de la Interreta Adicto-Testo kaj konsistas el 12 deklaroj esprimantaj eblajn simptomojn de problema interreta uzo (ekz. "Kiom ofte vi trovas vin dirante" nur kelkajn pliajn minutojn "kiam interrete?") [18]. Por nia studo, ni uzis la validitan germanan version kaj refrazis la erojn por uzo de SNS kaj OP (ekz. "Kiom ofte vi provas malpliigi la tempon, kiun vi pasigas spektante interretan pornografion kaj malsukcesas?") [32]. La partoprenantoj devas taksi la oftecon, kun kiu ili spertis ĉiun simptomon en la pasinta semajno sur 5-punkta skalo, kiu iras de 1 ('neniam') al 5 ('tre ofte'). En la rezulta sumpoentaro (12–60 poentoj), pli altaj interpunkcioj indikas pli probleman uzadon. La internaj konsistencoj de la adaptitaj skaloj en la nuna studo estis bonaj (SNS: ω = 0.88 | OP: ω = 0.88).

Mallonga inventaro de simptomoj

La germana versio de la Mallonga Simptoma Inventaro (BSI) estis uzata por identigi klinike gravajn simptomojn de la partoprenantoj [33, 34]. La BSI konsistas el 53 deklaroj esprimantaj simptomojn de psikologia mizero (ekz. 'Dum la lastaj 7 tagoj, kiom vi afliktis vin sentante streĉon aŭ enŝlosis?'). La eroj estas responditaj sur 5-punkta skalo, kiu iras de 0 ('tute ne') ĝis 4 ('ekstreme'). La totala poentaro estas inter 0 kaj 212, kun pli altaj poentaroj indikantaj pli altan nivelon de aflikto. La interna konsistenco en la nunaj specimenoj estis bonega, kun ω = 0.96 (SNS) kaj ω = 0.96 (OP).

Datumoj analitiko

Statistikaj analizoj estis faritaj uzante SPSS 24 (IBM SPSS Statistics), SPSS Amos, R versio 3.5.1 [35] kaj FAKTORO por la esplora faktoro-analizo (EFA) [36]. Por la normaj listoj por ĉiu demandaro, la SNSDQ kaj la OPDQ, kalkuladaj malfacilaĵoj kaj ero-tutaj korelacioj estis kalkulitaj. Kiel mezuro de fidindeco, oni kalkulis koeficienton omega aŭ ordinara omega (kaze de binomaj datumoj). Ĉi tiuj koeficientoj estas rekomendataj kiel pli preciza alternativo al la alfa de Cronbach, precipe kiam la supozo de taŭ-ekvivalento estas perfortita [37,38,39,40]. Koncerne validecon, ni esploris la faktorajn strukturojn per farado de EFA-oj kaj konfirmaj faktoraj analizoj (CFA). Por ĉi tiuj, ĉiu specimeno (SNS kaj OP) estis hazarde dividita en du sub-specimenojn (SNS1, SNS2 kaj OP1, OP2; ĉiu subsample: n = 350). La subspecimenoj SNS1 kaj OP1 estis uzataj por la EFAs kaj SNS2 kaj OP2 por la CFAs. Ĉiuj aliaj kalkuloj baziĝas sur la totalaj specimenoj. Por provi, ĉu la subspecimenoj diferencas laŭ ŝlosilaj variabloj (aĝo, poentaro SNSDQ / OPDQ), sendependaj testoj estis faritaj. Por konstati la taŭgecon de la datumoj por EFA, oni uzis la teston Kaiser – Meyer – Olkin (KMO) kaj la teston de sfereco de Bartlett. Pro la dikotoma respondformato de la SNSDQ kaj la OPDQ, la EFAs sekvis Jeromin et al. (2016) [31] kaj uzis tetrakorilajn korelaciojn kiel enigaĵojn kaj senpezajn malplej kvadratojn kiel la taksa metodo [41]. La nombro de faktoroj elpreneblaj estis determinita per la testo de Velicer [42].

CFA estis farita sur SNS2 kaj OP2 por testi la faktoran solvon. La modelaj parametroj estis taksitaj uzante maksimumajn verŝajnajn taksojn. Pro la malobservo de la supozita normalaĵo Bollen-Stine Bootstrapping estis aplikita [43]. Por taksi la modelan taŭgecon, la kompara taŭga indekso (CFI), radika mezuro kvadrata eraro de proksimumado (RMSEA) kaj normigita radika mezuro kvadrata postrestanta (SRMR) estis kalkulita. Laŭ Hu kaj Bentler (1999) [44], la detranĉaj kriterioj por akceptebla modelo taŭgas estas CFI> 0.95, RMSEA inter 0.06 kaj 0.08 kaj SRMR <0.08.

Bivariaj rilatoj inter la SNSDQ kaj OPDG-poentaro kaj la tempo pasigita uzante interreton ĝenerale, la tempo pasigita uzante la preferatan aplikon (SNS / OP) kaj la sIAT-poentaroj estis provitaj kun Pearson-korelacioj.

Por doni unuan indikon pri diagnoza valideco, ni komparis problemajn uzantojn kun neproblemaj uzantoj. Analoge al IGDQ, uzantoj kun poentaro de ≥ 5 poentoj estis kategoriigitaj kiel problemaj uzantoj kaj ĉiuj aliaj uzantoj kiel ne-problemaj [30, 31]. Sendependaj t-testoj (kaze de neegalaj variancoj: la provoj de Welch) estis kalkulitaj por kompari la grupojn rilate al aĝo, tempo pasigita uzante interreton, tempon pasigitan uzante sian preferatan aplikon kaj sIAT kaj BSI-poentojn. Pro la neegalaj grupgrandecoj, Hedges ' g estas raportita kiel mezurilo pri efika grandeco [45]. Efiko de g = 0.20 estas rigardata kiel malgranda, g = 0.50 kiel meza kaj g = 0.80 tiel granda [45].

SNS, OP kaj Interreta uzo

SNS

La partoprenantoj kutime uzis interreton dum 20.9 ± 14.8 h / semajno kaj SNS dum 9.4 ± 10 h / semajne (44% de la tuta interreta tempo), kaj Facebook estas la plej populara SNS (n = 355; 50.7%), sekvita de Instagram (n = 196; 28%) kaj YouTube (n = 74; 10.6%). La averaĝaj poentaroj SNSDQ kaj sIAT estis 1.2 ± 1.5 kaj 23.6 ± 7.3-punktoj. Ĝenerale, 24 partoprenantoj (3.4%) havis SNSDQ-poentaron de ≥5-punktoj kaj tiel kuŝis super la limo por problema uzo (vidu Fig. 1 por detaloj). La meza BSI-totala poentaro tra ĉiuj partoprenantoj estis 9.8 ± 16.7.

Procento de partoprenantoj plenumantaj malsamajn nombrojn de kriterioj de la modifita IGDQ (SNS kaj OP)

Plena grandeca bildo

OP

La partoprenantoj kutime uzis la interreton dum 21.9 ± 15.6 h / semajne kaj konsumis OP dum 3.9 ± 6.1 h / semajne (18.9% de la tuta interreta tempo). La plej populara formo de OP estis filmetoj (n = 351; 50.1%), sekvita de bildoj (n = 275; 39.3%) kaj retkameraoj (n = 71; 10.1%). La mezaj poentaroj de OPDG kaj sIAT estis 1.5 ± 1.7 kaj 22.3 ± 7.9. Entute 50 partoprenantoj (7.1%) atingis OPDQ-poentaron super la limo de ≥ 5-punktoj (vidu Fig. 1 por detaloj). La meza BSI-poentaro tra ĉiuj partoprenantoj estis 25.6 ± 27.6.

Ebla analizo kaj interna konsistenco

La rezultoj de la analizaj artikoloj estas prezentitaj en Tabeloj 2 kaj 3.

SNS

Por la versio de SNS, la ero 7 havis la plej malmultan apogilon (nombro da asertaj respondoj (naa) = 21), dum la ero 6 havis la plej altan (naa = 247). Ĉi tio tradukas al ero malfacilaĵo de p_i = 0.03 (ero 7) kaj p_i = 0.35 (ero 6), kun averaĝa malfacileco tra ĉiuj eroj de p_i = 0.13. La korektita ero-totalaj korelacioj variis de r_itc = 0.28 (ero 3) ĝis r_itc = 0.39 (eroj 4, 5 kaj 6), kun meznombro de r_itc = 0.36. La interna konsekvenco estis ω_ordinaraj = 0.89, kaj la skalo ne profitus el forigo de iu ero.

OP

En la OP-versio de la demandaro, ero 9 (naa = 24) havis la plej malaltan endoman indicon, dum ero 7 havis la plej altan (naa = 286). La meznombra malfacilaĵo estis p_i = .17, kun ero 9 plej (p_i = 0.03) kaj ero 7 (p_i = 0.41) la malplej malfacila. La korektita ero-totalaj korelacioj variis inter r_itc = 0.29 (ero 7) kaj r_itc = 0.47 (ero 5), kun averaĝa korektita ero – totala korelacio de r_itc = 0.38. La interna konsekvenco estis ω_ordinaraj = 0.88. Forigi erojn ne pliigus la internan konsistencon.

Factorstrukturo

La subsamplej (SNS1 vs SNS2; OP1 vs OP2) ne diferencis rilate al aĝo, sekso, interreta uzo, SNS / OP-uzo, sIAT, SNSDQ / OPDQ kaj BSI-partituroj (vidu apendico).

SNS

La testo de sfereco de Bartlett (Χ² = 407.4, df = 36, p <0.001) same kiel la KMO-kriterio (0.74) indikis, ke la datumoj taŭgas por EFA. La MAP-testo de Velicer rekomendis eltiri ununuran faktoron. Ĉi tiu faktoro klarigis 52.74% de la totala varianco. La faktoraj ŝarĝoj varias inter 0.54 (ero 3) kaj 0.78 (ero 9) (Tabelo 2). Oni kalkulis CFA kun la subsampleksa SNS2 por testi la unu-faktoran solvon. La taŭgaj indicoj estis CFI = 0.81, RMSEA = 0.092 [CI = 0.075-0.111] kaj SRMR = 0.064 (por la diagramo, vidu Fig. 2).

Pista diagramo por la konfirma faktoro-analizo kun subsample SNS2 (n = 350). Ĉiuj vojaj koeficientoj estas normigitaj kaj statistike signifaj (p <0.001)

Plena grandeca bildo

OP

La testo de sfereco de Bartlett (Χ² = 455.7, df = 36, p <0.001) kaj la KMO-kriterio (0.80) indikis, ke la datumoj taŭgas por EFA, kaj la MAP-testo sugestis unu-faktoran solvon. La ĉerpita faktoro klarigis 53.30% de la totala varianco. Eroj 3 kaj 7 havis la plej malaltajn faktorajn ŝarĝojn (0.52), dum ero 9 havis la plej altan (0.93) (Tabelo 3). La unu-faktora solvo estis testita per CFA (subsample: OP2). La modelaj taŭgaj indicoj estis CFI = 0.87, RMSEA = 0.080 [CI = 0.062–0.099] kaj SRMR = 0.057 (por la diagramo, vidu Fig. 3).

Pista diagramo por la konfirma faktoro-analizo kun subsample OP2 (n = 350). Ĉiuj vojaj koeficientoj estas normigitaj kaj statistike signifaj (p <0.001)

Plena grandeca bildo

Korelacioj kun SNS / OP / interreta uzo kaj sIAT-poentaroj

SNS

La SNSDQ-poentaroj korelaciis kun la uzado de la SNS-tempo (r = 0.32, p 0.01), la semajna interreta uzotempo (r = 0.16, p 0.01) kaj la sIAT-poentaroj (r = 0.73, p 0.01).

OP

La poentaroj de OPDQ rilatas al la tempo de uzado de OP (r = 0.22, p <0.01) kaj tre malforte kun la interreta uzotempo semajne (r = 0.08, p <0.05). La plej alta korelacio estis trovita kun la sIAT-poentaroj (r = 0.72, p <0.01).

Komparo de personoj kun problema kaj senproblema uzo de SNS / OP

SNS

Kompare kun neproblemaj uzantoj, la problemaj SNS-uzantoj uzis SNS multe pli kaj havis pli altajn sIAT-poentojn. Ili ankaŭ ŝajnis travivi pli psikopatologian aflikton, sed, malgraŭ la efika grandeco de la diferenco, tio estis nur tendenco (p = 0.13). Por detaloj vidu Tabelon 4.

OP

Kompare kun neproblemaj uzantoj, partoprenantoj identigitaj kiel problemaj uzantoj de OP pasigis pli da tempo interrete ĝenerale kaj pli da tempo uzante OP, havis multe pli altajn sIAT-poentojn kaj spertis pli psikopatologian aflikton (Tabelo) 4).

En la nuna studo, ni adaptis la germanan version de IGDQ al la uzo de SNS kaj OP kaj taksis la psikometriajn ecojn de la modifitaj versioj por esplori ĝis kia grado la IGD-kriterioj taŭgas por taksi probleman uzon de SNS kaj OP.

Analizo de eroj

La meza aprobo de la eroj estis malalta por ambaŭ demandaroj, kio estas atendata kaj dezirinda konsiderante ke la listoj kontrolas kriteriojn de problema uzo en neklinika specimeno. Por SNS, la plej subtenita ero, ero 6, temas pri prokrastado. Ĉi tio ŝajnas plaŭde, ĉar SNS ofte uzas por prokrasti [46, 47]. La ero 7 (trompi / kovri) ricevis la plej malaltan apogon, kio ankaŭ ŝajnas akceptebla konsiderante ke multaj homoj uzas ĉiutage SNS kaj socie akceptitan manieron, farante mensogon pri ĝi nenecesa [12]. Por OP, ero 7 (trompi / kovri) havis la plej altan apogilon. Ĉi tio eventuale okazas, ĉar la socia akcepto de OP estas sufiĉe malalta, eĉ se ĝi estas uzata hazarde kaj multaj homoj povas sentiĝi embarasitaj pri ĝi [48]. La plej malalta avizo estis por la ero 9, kiu ŝajnas akceptebla, ĉar ĝi implicas severajn konsekvencojn (risko / perdo de rilatoj / ŝancoj). La korektitaj elementoj - totalaj korelacioj estis mezaj por ambaŭ demandaroj kaj super la sojlo de r_itc = 0.30 [43]. La solaj esceptoj estis ero 3 por SNS kaj ero 7 por OP. Temo 3 rilatas al toleremo, kriterio tipa de substanco-misuzo sed ŝajnas esti pli malfacile aplikebla en la kunteksto de SNSoj [49]. La malabunda korektita ero - totala korelacio por ero 7 (OP) ŝajnas akceptebla, ĉar, kiel diskutite, la uzo de OP povas esti ĝenerale asociita kun embaraso, do trompi aliajn pri onia uzo ne diskriminaci bone inter problemaj kaj neproblemaj uzantoj.

fidindeco

La SNSDQ kaj la OPDG montris bonajn internajn konsekvencojn (SNS: ω_ordinaraj = 0.89; OP: ω_ordinaraj = 0.88). La rezultoj kompareblas al aliaj enketiloj mezurantaj problemajn SNS (ekz. Bergen Social Media Scale: α = 0.88) aŭ OP-uzo (ekz. SIAT-sekso: α = 0.88) [16, 20].

valideco

En la kurso de EFA-oj, sola faktoro estis ĉerpita por la SNS same kiel la OP-versio de la demandaro. Ĉi tio kongruas kun la rezulto por la originala IGDQ [31]. Temo 3 havis la plej malaltan faktoron ŝarĝante en ambaŭ versioj, probable ĉar la kriterio de toleremo ne kongruas tre bone kun la kunteksto de SNS kaj OP. Finfine, la kriterio de toleremo originis de substanco-bazitaj toksomanioj. En tiu kunteksto, ĝia signifo estis multe pli klare difinita ol rilate al la problema uzo de OP, SNS aŭ, efektive, interreta videoludado, por kiu ankaŭ ĝia utileco estas diskutata polemike (avantaĝo: [30, 50] | kontraŭ: [51, 52]). En la OP-versio, ero 7 (trompi / kovri) ankaŭ havis pli malaltan faktoron ŝarĝantan ol la aliaj eroj. Ĉi tio reflektas la ĉi-supran argumenton pri kial la ero ne tiom utilas por diferencigi inter problemaj kaj neproblemaj uzantoj (37.4% de la neproblemaj uzantoj kaj 86% de la problemaj uzantoj aprobas ĝin). Ĉi tio indikas, ke la kovranta konduto ne estas eksplicite asociita kun problema tro-uzo mezurita de la OPDG sed probable kun sociaj sintenoj rilate al OP ĝenerale.

Entute, la rezultoj por CFAs sugestis, ke la unu-faktaj solvoj por ambaŭ demandaroj estas pridubeblaj kaj ne reprezentas taŭgan taŭgon. Dum la SRMR plaĉis al ambaŭ modeloj, la CFI kaj RMSEA estis sube kaj respektive super la detranĉoj. Kiel en EFA, ero 6 por SNS kaj Item 7 por OP havis precipe malaltajn faktorojn. Ĉi tio implicas, ke ilia korelacio kun la respektiva entuta skalo estas malalta kaj, sekve, ke ilia korelacio kun problema uzokutimo estas malalta. Kvankam ĉi tio ne nepre prezentas problemon, gravas, ke postaj studoj kontrolu, ĉu ĉi tiuj eroj devas esti reviziitaj, pezitaj malsame aŭ eĉ forigitaj.

Ambaŭ demandaroj korelaciis forte kun la respondaj sIAT-versioj, indikante bonan konverĝan validecon. La versio SNS montris malgrandajn al mezajn korelaciojn kun la ĝenerala interreta uzado kaj SNS-uzotempo (semajne). La versio de OP ankaŭ montris malgrandan korelacion kun la tempo de uzado de OP (ĉiusemajne). La grandeco de la korelacioj de problema uzo kun tempo pasigita uzante la respektivan aplikon estas en la rango de tiuj konstante raportitaj [53,54,55].

Por taksi la diagnozan validecon de la SNSDQ kaj OPDQ, ni unue komparis observitajn prevalencajn tarifojn kun tiuj trovitaj en aliaj studoj. Por SNS-anoj, 3.4% de la partoprenantoj superis la tranĉon, kaj koncerne OP, 7.1% renkontis la kriteriojn por problema uzo. Kvankam kompari prevalecajn indicojn malfacilas pro la amaso de malsamaj diagnozaj instrumentoj, la tarifoj trovitaj ĉi tie estas kompareblaj al iuj en la ekzistanta literaturo. En ilia studo de nacia reprezenta specimeno de hungaraj adoleskantoj, Bányai et al. (2017) [3] trovis prevalencan indicon de 4.5% por problema SNS-uzo. Koncerne al la problema uzo de OP, Giordano kaj Cashwell (2017) [55] raportis prevalencan indicon de 10.3% en specimeno de usonaj universitataj studentoj kaj Ross kaj kolegoj (2012) [15] trovis indicon de 7.6% en specimeno de svedaj plenkreskuloj.

Gravas rimarki, ke neniu diagnozo povas esti farita per ĉi tiuj instrumentoj. Unue, nek DSM-5 nek ICD-11 enhavas diagnozojn pri la problema uzo de OP aŭ SNS. Due, eĉ se jes, klinika intervjuo de spertulo estus necesa por kontroli la ĉeeston de klinike signifa mizero kaj funkcia difekto kaj la foreston de iuj ekskludaj kriterioj por la individua kazo, kiuj estas postulo por psikiatria diagnozo. Tia sendependa klinika juĝo ne estis kolektita en la nuna studo, do ni ne povas determini ĉu homoj super la limo pravigus ian diagnozon. Tamen ni konsiderus ilin kiel eblajn kandidatojn por tia diagnozo. Por plue esplori la diagnozan validecon, ni komparis la uzantojn super kaj sub la limo kaj trovis konsiderindajn diferencojn. Problemaj uzantoj pasigis pli da tempo interrete semajne (nur por OP) kaj uzis sian preferatan programon pli longe. Kvankam pliigita uztempo ne estas sufiĉa kriterio por konkludi probleman uzon, pluraj studoj trovis - kvankam malfortan - korelacion inter uztempo kaj problema uzo [53,54,55]. Krome, problemaj uzantoj havis multe pli altajn sIAT-poentojn kaj ŝajnis travivi pli altan psikologian aflikton (nur por OP). Entute, ĉi tiuj rezultoj - precipe la tre granda diferenco inter la BSI-totalaj poentaroj kaze de la problemaj OP-uzantoj - povas esti konsiderataj kiel unuaj indikiloj de la kriteria valideco de la instrumentoj kaj sugestas, ke la IGD-kriterioj povus taŭgi por identigi individuojn kun problema uzo de SNS aŭ OP [56].

Limigoj

La studo devas esti pripensita sekve de siaj limigoj. Unu limigo estas, ke nur plenkreskaj partoprenantoj estis testitaj, kvankam SNS aparte ofte ankaŭ estas uzataj de adoleskantoj [3]. Plia limigo estas, ke ne ĉiuj partoprenantoj respondis ĉiujn demandojn pri problema uzo (SNS, OP kaj IGD). Ĉi tio estus permesinta pli detalan esploron pri la interkovro inter la problema uzo de la respektivaj aplikoj. Plie, nur mem-raportitaj datumoj estis kolektitaj, kiuj estas inklinaj al fleksiaj efikoj, kiel socia dezirindeco aŭ komuna metodo-varianco. Krome ili ne inkluzivis klinikan juĝon. Konsiderante, ke la celoj de mem-raportaj listoj estas identigi problemajn uzantojn, pliaj studoj devas esplori sian validecon kun specimenoj de homoj, kiuj juĝas klinikistojn, kiuj montras probleman uzon en klinike grava signifo. Plue, gravas rimarki, ke nek la kriterioj por diagnozo, nek la nombro de eroj aŭ ia ajn eltranĉo estis interkonsentitaj. Ni ne intencas proponi iujn ajn argumentojn pri tio, ĉu ĉi tiuj kondutaj padronoj pravigas la statuson de "malordo". Ni prefere celas antaŭenigi esploradon pri la identigo de la problema uzo de SNS kaj OP provizante komunan instrumenton, kiu povus helpi kun kompara takso kaj sugesti uzi ĉi tiun instrumenton kiel komunan deirpunkton por tiaj esploroj, modifante ilin kiel pliaj esploroj sugestas ĉi tion .

Ĉar iuj psikometriaj parametroj de la testitaj demandaroj ne kontentigas, ŝajnas, ke la IGD-kriterioj ne povas simple esti transdonitaj al la problema uzo de SNS / OP. Tamen niaj ĝeneralaj rezultoj indikas, ke tio estas promesplena elirpunkto kaj subtenas la fareblecon de uzado de adaptitaj IGD-kriterioj kiel kadro por taksi probleman uzon de SNS / OP. Ĉi tiu studo kontribuas al la esplorado rilate al mezurantaj aspektoj de problema SNS kaj OP-uzo kaj povus esti unua paŝo al normigita takso kaj kontribui al esploroj pri ĉi tiuj emerĝaj konstruaĵoj. Estonta esplorado devas plue esplori la utilecon de la DSM-5-kriterioj por IGD en la kunteksto de SNS / OP-uzo.

La datumaroj uzataj kaj / aŭ analizitaj dum la nuna studo estas haveblaj de la responda aŭtoro laŭ racia peto.

BSI:

Mallonga Simptoma Inventaro

CFA:

Konfirmiga Faktoro-Analizo

CFI:

Kompara Fiksa Indekso

IC:

Fido-Intervalo

DSM-5:

Diagnoza kaj statistika manlibro de mensaj malordoj

EFA:

Esplora Factor-Analizo

IGD:

Interreta videoludado-malordo (IGD)

KMO:

Kaiser – Meyer – Olkin

NAA:

Nombro de asertaj respondoj

PO:

Interreta Pornografio

OPDQ:

Interreta Demandaro pri Interreta Porno

RMSEA:

Radika mezuro kvadrata eraro de proksimumado

SIAT:

Mallonga Interreta Testo pri toksomanio

SNS:

Sociaj Retoj

SNSDQ:

Demandaro pri Sociaj Retoj-Retejo

SRMR:

Normigita radika mezuro kvadrata postrestanta