Facebook-riippuvuushäiriö (FAD) saksalaisten opiskelijoiden keskuudessa - pitkittäinen lähestymistapa (2017)

PLoS One. 2017; 12 (12): e0189719.

Julkaistu verkossa 2017 Dec 14. doi: 10.1371 / journal.pone.0189719

PMCID: PMC5730190

Julia Brailovskaia, Käsitteellistäminen, tietojen kuratointi, muodollinen analyysi, tutkimus, metodologia, validointi, visualisointi, kirjoittaminen - alkuperäinen luonnos, kirjoittaminen - tarkistus ja muokkaus^* ja Jürgen Margraf, Rahoituksen hankinta, Resurssit, Kirjoittaminen - tarkistus ja muokkaus

Phil Reed, toimittaja

Abstrakti

Tutkimuksen tarkoituksena oli tutkia Facebookin riippuvuushäiriötä (FAD) saksalaisessa opiskelijanäytteessä vuoden aikana. Vaikka keskimääräinen FAD-taso ei lisääntynyt tutkimusajanjakson aikana, kriittiseen raja-arvoon saavien osallistujien lukumäärä kasvoi merkittävästi. FAD liittyi merkittävästi positiivisesti persoonallisuuden piirteen narsismiin ja negatiivisiin mielenterveysmuuttujiin (masennus, ahdistuneisuus ja stressioireet). Lisäksi FAD välitti täysin narsismin ja stressioireiden välisen merkittävän positiivisen suhteen, mikä osoittaa, että narsistiset ihmiset voivat olla erityisen vaarassa kehittää FAD: ää. Nykyiset tulokset antavat ensimmäisen katsauksen FAD: stä Saksassa. Käsitellään käytännön sovelluksia tuleviin tutkimuksiin ja nykyisten tulosten rajoituksiin.

esittely

Psykoaktiivisten kemikaalien, kuten alkoholin ja muiden huumeiden, liiallisen käytön tiedetään aiheuttavan riippuvuutta aiheuttavaa käyttäytymistä. Kuitenkin käyttäytymiseen liittyvät (eli aineettomat) riippuvuudet ovat edelleen kiistanalainen aihe. Toistaiseksi vain patologinen pelaaminen on tunnustettu muodolliseksi psykiatriseksi häiriön diagnostiikka- ja tilastollisessa käsikirjassa (5)^th toim., DSM-5; [1]). Lisäksi Internet-pelaamishäiriöt sisältyivät DSM-5: n ”Emerging Measures and Models” -osaan [1, 2]. Siksi tarvitaan suurta tarkkaa tutkimusta ja tutkimuksia, joilla löydetään merkittävää näyttöä käyttäytymisriippuvuuksien suhteen [3, 4]. Kun otetaan huomioon sosiaalisen median suuri merkitys ihmisten nykypäivän elämässä, useissa viimeaikaisissa tutkimuksissa on keskitytty edelleen ongelmallisen median käyttöön (esim. [5, 6]). Joissakin tutkimuksissa tutkittiin yleistä Internet-riippuvuutta [7-9] ja raportoi esimerkiksi positiivisesta yhteydestä ongelmallisen Internetin käytön, masennuksen ja ahdistusoireiden välillä, muut tutkimukset ovat osoittaneet riippuvuuden sosiaalisiin verkostoitussivustoihin (SNS) [10], etenkin suositulle kansainväliselle SNS Facebookille [4, 11, 12].

Tällä hetkellä Facebookilla on yli 2.1 miljardia jäsentä [13]. Monille heistä Facebookin käytöstä on tullut merkittävä osa jokapäiväistä elämää [14], ja jotkut heistä näyttävät menettävän hallintaansa Facebook-käytöstään ja kehittävän vahvan psykologisen tarpeen pysyä verkossa, huolimatta käytöksen mahdollisista kielteisistä seurauksista [15] - ns. Facebook Addiction Disorder (FAD) [16]. FAD: n määrittelevät kuusi tyypillistä riippuvuushäiriöiden ominaisuutta: miellyttävyys (esim. Facebookin käytön pysyvä ajattelu), suvaitsevaisuus (esim. Facebookissa ajan lisääminen aikaisemman positiivisen käyttövaikutuksen saavuttamiseksi), mielialan muuntaminen (esim. Mielialan parantaminen Facebookin käytön avulla) , uusiutuminen (palaaminen aikaisempaan käyttötapaan sen jälkeen kun tehottomat yritykset vähentää Facebookin käyttöä), vieroitusoireet (esim. hermostuneisuus ilman mahdollisuutta käyttää Facebookia) ja konfliktit (esim. ihmisten väliset ongelmat, jotka johtuvat Facebookin intensiivisestä käytöstä) [11, 15, 17].

Vaikka FAD: n todettiin liittyvän positiivisesti miesten sukupuoleen, vuorokausirytmiin (myöhäiset nukkumaanmenot ja nousevat ajat arkisin ja viikonloppuisin), unettomuuteen, masennukseen ja ahdistusoireisiin, sen suhde ikään, avoimuus, miellyttävyys ja tunnollisuus olivat negatiivisia [11, 12, 15, 18-20]. Błachnio et ai. [21] tutki FAD: ää eri maissa. He kuvasivat korkeimmat FAD-tasot Kiinassa ja alhaisimmat Puolassa. Siksi käytettävissä olevat tutkimukset ovat osoittaneet, että FAD esiintyy eri populaatioissa ja liittyy erilaisiin tekijöihin, kuten demografisiin muuttujiin, mielenterveyden muuttujiin ja persoonallisuusominaisuuksiin. Nämä tulokset eivät kuitenkaan ole riittäviä tunnustamaan FAD virallisesti käyttäytymisriippuvuudeksi. Yksi syy on nykyisten tutkimusten poikkileikkausluonne, jotka tarjoavat vain vähän näyttöä FAD: n kehityksestä ja ylläpidosta. Siksi tarvitaan pitkittäistutkimusta, jotta saadaan lisätietoa FAD: n epidemiologiasta ja ymmärretään, mitkä tekijät liittyvät ongelmaiseen Facebook-käyttöön. Tämä tieto on välttämätöntä mielenterveyden suojelemiseksi tarkoitettujen interventio-ohjelmien laatimiseksi (katso [22]).

Lisäksi monet FAD: ta koskevat tutkimukset tulivat esimerkiksi Norjasta, Malesiasta ja Turkista (esim. [11, 19, 20, 23, 24]). Sitä vastoin, vaikka Facebookin käytöstä on tullut olennainen osa suuren osan Saksan väestöä, etenkin nuorempia ihmisiä, jokapäiväisessä elämässä [25], Saksan FADiin on kiinnitetty vain vähän huomiota.

Siksi tämän tutkimuksen päätavoitteena oli tutkia FAD: n epidemiologiaa yhden vuoden aikana (kaksi mittausajankohtaa) saksalaisessa näytteessä. Kun otetaan huomioon tietojen puutteellisuus FAD: n kehityksestä, tällä tutkimuksella oli ensisijaisesti tutkittava luonne (ks. [4]). Toinen kysymys oli määritellä FAD: n ja erilaisten mielenterveyden muuttujien sekä fyysisen terveyden väliset yhteydet (katso hypoteesi 1 hypoteesiin 5) ja tutkia muuttuvatko nämä assosiaatiot ajan myötä. Tämän lähestymistavan pitäisi auttaa parantamaan FAD: n ymmärtämistä. Kun otetaan huomioon aikaisemmat tulokset, joissa löydettiin positiivinen yhteys FAD: n ja Facebook-käytön ja toisaalta masennuksen, ahdistuksen ja stressoireiden välillä [11, 26, 27], hypoteesina löydettiin positiivinen yhteys FAD: n ja negatiivisen mielenterveyden (ts. masennus, ahdistus ja stressi-oireet) välille (hypoteesi 1). Shakya ja Christakis [28] ja Kross et ai. [29] kuvaili jatkuvaa Facebook-käyttöä liittyvän negatiivisesti positiivisiin muuttujiin, kuten elämätyytyvyyteen ja fyysiseen terveyteen. Siksi oletelimme edelleen löytävän negatiivisen suhteen FAD: n ja positiivisten mielenterveysmuuttujien (eli elämätyytyväisyys, sosiaalinen tuki) (hypoteesi 2) sekä fyysisen terveyden (hypoteesi 3) välillä. Lisäksi olemme sisällyttäneet persoonallisuusominaisuuden narsismiin, jonka on usein ilmoitettu liittyvän positiivisesti intensiiviseen sosiaalisen median käyttöön (esim. [30-32]) tutkimuksessamme. Tyypillisesti narsistiset ihmiset käyttävät Facebookia itseesittelyyn ja sosiaaliseen vuorovaikutukseen tyydyttääkseen huomion ja ihailun tarpeen [33, 34]. Jos tällaiset henkilöt eivät saa haluttua määrää huomiota, he kokevat usein stressoireita [35]. Siksi odotimme persoonallisuuspiirteiden narsismin olevan positiivisesti yhteydessä FAD: iin (Hypoteesi 4). Lisäksi olesimme, että FAD voi välittää narsismin ja stressoireiden välistä suhdetta (Hypoteesi 5) (ks. kuvio 1).

kuvio 1

Sovittelumalli, jossa narsissismi ennusteena (X), FAD välittäjänä (M) ja stressi-oireet lopputuloksena (Y) (hypoteesi 5).

Materiaalit ja menetelmät

Menettely ja osallistujat

Tämä tutkimus kuuluu käynnissä olevaan BOOM (Bochum Optimism and Mental Health) -tutkimusohjelmaan, joka tutkii mielenterveyden riski- ja suojatekijöitä [36-39]. 2011: n jälkeen kaikille Ruhr-Universität Bochumissa, Saksan suuressa osavaltion yliopistossa, ilmoittautuneille lähetetään kutsu-sähköposti, joka sisältää linkin perustutkimukseen. Perustutkimuksen lopussa, joka sisältää kyselylomakkeita mielenterveyden ja persoonallisuuden eri näkökohdista, osallistujilta kysytään, sitoutuvatko he osallistumaan BOOM-osallistujien joukkoon ja otetaanko heihin yhteyttä jatkotutkimuksia varten. Osallistuminen BOOM-verkkotutkimukseen on vapaaehtoista, ja se voidaan korvata opintopisteillä.

Joulukuussa 2015 lähetettiin kollektiivinen sähköposti osallistumiskutsuineen ja verkkokyselyn linkki satunnaisesti kerättyyn 300 henkilön otokseen BOOM-opiskelijaryhmästä (ensimmäinen mittausajankohta, T1). Ainoa osallistumisen edellytys oli nykyinen Facebook-jäsenyys. Joulukuussa 2016 ensimmäisen kyselyn suorittaneet (N = 185) saivat uuden sähköpostikutsun toiseen verkkokyselyyn (toinen mittauksen ajankohta, T2), joka sisälsi samat kysymykset kuin T1: n kysely. Kaiken kaikkiaan 179 opiskelijaa (77.1% naisia) eri tiedekunnista ja lukukausista (1.-2 .: 41.3%, 3.-4 .: 23.5%, 5.-6 .: 13.4%, 7. ≤: 21.8%) suorittaneet molemmat tutkimukset (ikä (vuotta): M = 22.52, SD = 5.00, alue: 17–58). Vaikka 46.3% osallistujista oli naimattomia, 49.2% heistä asui vakituisessa suhteessa ja 4.5% heistä oli naimisissa. Ruhr-Universität Bochumin eettinen toimikunta hyväksyi tämän tutkimuksen toteuttamisen. Noudatimme kaikkia kansallisia määräyksiä ja lakeja, jotka koskivat ihmiskohteiden tutkimusta, ja saimme vaaditun luvan tämän tutkimuksen suorittamiseen. Osallistujia opastettiin asianmukaisesti ja he antoivat tietoisen suostumuksen osallistumiseen verkossa. A priori suoritetut tehoanalyysit (G * Power-ohjelma, versio 3.1) osoittivat, että otoskoko oli riittävä kelvollisiin tuloksiin (teho> 80, α = 05, vaikutuskoko f² = 0.15) (vrt., [40]). Tässä tutkimuksessa käytetty tietojoukko on saatavana englanniksi S1-tietojoukko.

Toimenpiteet

Henkinen terveys

Elämäntyytyväisyys. Yksidimensionaalinen tyytyväisyys elämäasteikolla (SWLS) [41] mittasi globaalia elämäntyytyväisyyttä viidellä kohdalla (esim. ”Useimmissa tapauksissa elämäni on lähellä ideaaliani.”) mitattuna 7-pisteen Likert-asteikolla (1 = täysin eri mieltä, 7 = täysin samaa mieltä). Korkeammat pisteet osoittavat korkeampaa elämätyytyvyyttä. Kokonaistulos voi vaihdella seitsemästä 35: iin. SWLS: llä on hyvät psykometriset ominaisuudet. Sen lähentyvä ja syrjivä pätevyys on osoitettu aiemmin [36, 42]. Sisäisen asteikon luotettavuuden on havaittu olevan Cronbachin α = .92 [43]. Nykyinen asteikon luotettavuus oli α_T1 = .89 / a_T2 = .89.

Sosiaalinen tuki. Mitata subjektiivinen havaittu tai odotettu sosiaalinen tuki kyselylomakkeen sosiaalituki (F-SozU K-14) lyhyt yksidimensioinen versio [F-SozU K-XNUMX] [44] käytettiin. Se koostuu 14-kohteista (esim. ”Koen paljon ymmärrystä ja turvallisuutta muilta.”), Jotka on luokiteltu 5-pisteen Likert-asteikolla (1 = ole totta, 5 = erittäin totta). Mitä korkeampi kokonaispistemäärä, sitä korkeampi koettu tai odotettu sosiaalinen tuki on. Kokonaistilanne voi vaihdella välillä 14 - 70. Tällä instrumentilla on hyvät konvergenssin ja syrjivän pätevyyden arvot sekä hyvä uudelleentestauksen luotettavuus. Sisäisen asteikon luotettavuuden on ilmoitettu olevan α = .94 [36, 44]. Nykyinen sisäinen luotettavuus oli α_T1 = .91 / a_T2 = .93.

Masennus, ahdistus, stressi. Masennuksen ahdistusstressi asteikot 21 (DASS-21) [45], lyhyt versio DASS-42: stä, mittasi masennusta, ahdistusta ja stressi-oireita edellisen viikon aikana kolmella 7-kohteen alakaalalla (ts. asteikon masennus, "Minusta ei tuntunut olevan mitään positiivista tunnetta." ; skaala-ahdistus, “tunsin pelkääväni ilman mitään syytä.”; mitta-asteikon stressi, “taipumus ylireagoida tilanteisiin.”) mitattuna 4-pisteen Likert-asteikolla (0 = ei koske minua ollenkaan, 3 = sovellettu minuun hyvin suureksi osaksi tai suurimman osan ajasta). Korkeammat pisteet kolmella asteikolla osoittavat korkeampia masennuksen, ahdistuksen ja stressoireiden tasoja. Kunkin asteikon kokonaispistemäärä voi vaihdella nollasta 21: iin. DASS-21 on vakiintunut instrumentti ei-kliinisissä ja kliinisissä näytteissä, joilla on samanlaiset hyvät psykometriset ominaisuudet kuin pitkällä 42-kappaleversiolla [46]. Sen sisäisen asteikon luotettavuuden on ilmoitettu vaihtelevan kolmen asteikon välillä (masennus: α = .83; ahdistus: α = .78; stressi: α = .87) [47]. Nykyinen sisäinen luotettavuus oli α_T1 = .86 / a_T2 = .88 masennuksen asteikolle, α_T1 = .80 / a_T2 = .79 ahdistusasteikolle ja α_T1 = .87 / a_T2 = .88 jännitysasteikolle.

Facebook-riippuvuushäiriö (FAD). FAD: n noudattamista viime vuoden aikakehyksessä arvioitiin Bergenin Facebook-riippuvuusasteikon (BFAS) lyhyellä versiolla [15], joka sisältää kuusi riippuvuusominaisuuden (eli miellyttävyys, suvaitsevaisuus, mielialan muutokset, uusiutuminen, vetäytyminen, konfliktit) mukaisia kuusi kohdetta (esim. ”Tule levottomaksi tai levottomaksi, jos sinua on kielletty käyttämästä Facebookia?”) 5-pisteen Likert-asteikko (1 = hyvin harvoin, 5 = hyvin usein). Korkeammat pisteet heijastavat korkeampaa FAD-tasoa. Kokonaistulos voi vaihdella kuudesta 30: iin. BFAS: n 6-tuoteversiossa on osoitettu olevan samanlaisia hyviä psykometrisiä ominaisuuksia kuin pitkällä 18-tuoteversiolla. Lyhyen version sisäisen asteikkovarmuuden on havaittu olevan α = .83 / .86 [15, 20, 48]. Nykyinen asteikon luotettavuus oli α_T1 = .73 / a_T2 = .82. Tähän mennessä erityisiä rajapisteitä FAD: n luokittelemiseksi on tutkittu harvoin. Kun otetaan huomioon muiden riippuvuuksien tutkimus, Andreassen et al. [15] ehdotti kahta mahdollista luokittelutapaa ongelmallisille BFAS-arvoille: vapaampaa lähestymistapaa koskien polyyttistä pisteytysjärjestelmää (rajapiste: ≥ 3 vähintään neljässä kuudesta kohdasta) tai konservatiivisempaa lähestymistapaa monoteettisen pisteytysjärjestelmän suhteen (rajapiste: ≥ 3 kaikissa kuudessa kohteessa).

Narsismi

Narsistisen persoonallisuuspiirteen arvioimiseksi lyhyt Narcissistic Personality Inventory (NPI-13) [49], joka koostuu 13 pakotetun valinnan muodossa olevista kohteista (0 = matala narsismi, esim. “En pidä siitä, kun huomaan manipuloivan ihmisiä.”, 1 = korkea narsismi, esim. “Minusta on helppo manipuloida ihmisiä.” ) käytettiin. Mitä korkeampi kokonaispistemäärä, sitä korkeampi narsismi. Kokonaistulos voi vaihdella nollasta 13: iin. NPI-13: lla on osoitettu olevan yhtä hyvät psykometriset ominaisuudet kuin täysipitkällä 40-esineversiolla ja että se säilyttää sen käsitteellisen hengenvetoon [50, 51]. Se tarjoaa kokonaispistemäärän ja kolme ala-asteikkoarvosanaa (ts. Johtajuus / auktoriteetti (LA), grandioosit näyttelytyöt (GE), oikeudet / hyväksikäytettävyys (EE), katso [52]). Tässä tutkimuksessa keskityttiin vain kokonaisnarsismiin. Aikaisemmat tutkimukset ilmoittivat sisäisen asteikon luotettavuuden α = .67 / .73 [49, 51]. Nykyinen sisäinen luotettavuus oli α_T1 = .53 / a_T2 = .60.

Fyysinen terveys

EuroQuol-visuaalinen analoginen asteikko (EQ VAS) [53, 54] - visuaalinen analoginen asteikko, joka vaihtelee 0: stä (huonoin kuviteltavissa oleva terveystila) 100: iin (paras kuviteltavissa oleva terveydentila) - arvioi osallistujien nykyisen fyysisen terveydentilan kokonaisuuden. Korkeammat pisteet osoittavat korkeampaa fyysistä terveyttä. EQ VAS: n pätevyys on osoitettu aikaisemmassa tutkimuksessa [55].

Median käyttö

Internetin yleisen käytön ja SNS: ien käytön taajuus arvioitiin 7-pisteen Likert-asteikolla (0 = ei koskaan, 6 = useammin kuin kerran päivässä). Korkeammat pisteet osoittavat korkeampaa käyttötaajuutta. Lisäksi osallistujilta kysyttiin, ovatko he myös muiden SNS: ien jäseniä kuin Facebook (eli Twitter, Instagram, Tumblr tai mikä tahansa muu SNS: 0 = ei, 1 = kyllä) ja kuinka monta SNS: ää he käyttävät kokonaisuudessaan [34].

Tilastolliset analyysit

Tilastolliset analyysit tehtiin yhteiskuntatieteiden (SPSS) 24-tilastopaketin ja makroprosessiversion 2.16.1 (www.processmacro.org/index.html). Tutkittujen muuttujien kuvailevien analyysien jälkeen niiden mahdolliset muutokset T1: n ja T2: n välillä arvioitiin toistuvilla mittausanalyysianalyyseillä (koehenkilön sisällä ANOVA). Tutkittujen muuttujien väliset assosiaatiot arvioitiin laskemalla nollajärjestyksen kaksimuuttujakorrelaatiot ja useita lineaarisia regressioanalyysejä. Seuraavaksi vuonna 2006 esitelty sovittelumalli kuvio 1 analysoitiin. Narsissismin (ennustaja, X) ja stressioireiden (tulos, Y) välinen perussuhde merkittiin c (kokonaisvaikutus). Narsistisen polun FAD: ään (välittäjä, M) merkittiin a, ja FAD: n polku stressiin merkittiin b. Epäsuoraa vaikutusta edusti polun yhdistetty vaikutus a ja polku b, ja polku c ' tarkoitti narsistin suoraa vaikutusta stressoireisiin sen jälkeen kun FAD on sisällytetty malliin. Sovitteluvaikutus arvioitiin bootstrapping-menettelyllä (10.000 näytteet), joka tarjoaa nopeutettuja luotettavuusvälejä (CI 95%). Kun otetaan huomioon vaikutuksen koon kappa-neliö (κ²), jota käytetään yleisesti sovitteluanalyyseissä, P_M (epäsuoran vaikutuksen suhde kokonaisvaikutukseen) käytettiin välitysvaikutusmittana [56].

tulokset

Kuvailevat analyysit ja vertailut T1: n ja T2: n välillä

Kaikki tutkitut muuttujat olivat lähellä normaalijakaumaa (osoitti Kolmogorov-Smirnov-testi, vino-, kurtoosianalyysit ja histogrammi). taulukot Tables11 ja and22 esittävät kuvaavat arvonsa. Lisäksi, Taulukko 1 näyttää kohteen sisällä olevien ANOVA-tulosten vertailun T1- ja T2-arvoihin. Fyysisen terveyden arvot laskivat huomattavasti (osittainen eta² = .04), masennuksen oireiden arvot (osittainen eta² = .06) ja käytettyjen SNS-arvojen keskimääräinen lukumäärä (osittainen eta² = .02) kasvoi merkittävästi. Kuvatut vaikutukset olivat pieniä.

Kuvailevat tilastot ja henkilöiden, fyysisen ja mielenterveyden sekä median käyttömuuttujien T1- ja T2-arvojen keskiarvovertailu (koehenkilön sisällä ANOVA).

Median käytön kuvaavat tilastot (taajuudet) (T1 ja T2).

Polyeettisten pisteytysten takia kahdeksan (4.5%) osallistujaa saavutti kriittisen rajapisteen T1: ssä ja 15 (8.4%) osallistujat saavuttivat sen T2: ssa. Monoteettisen pisteytyksen mukaan kriittinen rajapiste tapahtui yhdelle (0.6%) osallistujalle T1: ssä ja kolmelle (1.7%) osallistujalle T2: ssä. Kun otetaan huomioon kuuden FAD - kohteen erityinen riippuvuussisältö, niiden kuvaavat arvot analysoitiin erikseen (ks Taulukko 3). Kaikkien kohteiden vastealue T1: ssä oli 1 - 4, kaikkien kohteiden vastausalue T2: ssä oli 1 - 5. Keskiarvot eivät eronneet merkittävästi. On kuitenkin havaittavissa, että vaikka T1-tapahtumassa kohteen 3 (peruuttaminen) arvo ≥ 5 saavutettiin 2.2% osallistujista (arvo 3: kolme henkilöä; arvo 4: yksi henkilö), T2 7.3%: lla osallistujista saavutti arvon arvo ≥ 3 tälle tuotteelle (arvo 3: yhdeksän henkilöä; arvo 4: kolme henkilöä; arvo 5: yksi henkilö).

BFAS-kohteiden (subjektien sisällä ANOVA) kuvaavien tilastojen ja keskimääräinen vertailu T1: n ja T2: n välillä.

FAD: n yhteydet median käyttöön, persoonallisuuteen, henkiseen ja fyysiseen terveyteen vaikuttaviin muuttujiin

T1: ssä FAD korreloi merkittävästi positiivisesti SNS: ien käytön kanssa (r = .42, p <.001). Korrelaatioista muiden tutkittujen muuttujien kanssa ei tullut merkittäviä. Sitä vastoin T2: lla FAD liittyi merkittävästi positiivisesti SNS: ien käyttöön (r = 37, p <001), narsismiin (r = 26, p <001), masennukseen (r = 22, p <01 ), ahdistuneisuus (r = 32, p <001) ja stressioireet (r = 20, p <01). Verrattaessa näitä korrelaatioita T1: n ja T2: n välillä, FAD: n ja ahdistuneisuusoireiden välinen korrelaatio (kohdassa T1: r = 02, ns) osoitti suurinta merkittävää muutosta (vaikutuskoko: Cohenin q = 32, keskivaikutus; katso [57]). T2: lla narsismin ja stressioireiden välillä oli myös merkittävä positiivinen korrelaatio (r = 16, p <05). Ristiaikainen laskenta, joka sisälsi FAD: n T2: ssa ja kaikki muut tutkitut muuttujat T1: ssä, osoitti, että FAD korreloi merkittävästi positiivisesti SNS: ien käytön (r = 33, p <001) ja narsismin (r = 19, p <) kanssa. 05). FAD T1: ssä liittyi merkittävästi positiivisesti SNS: ien käyttöön T2: ssa (r = 33, p <001).

Perustuu merkittäviin positiivisiin korrelaatioihin masennuksen ja ahdistusoireiden sekä FAD: n välillä T2: ssä, ja aikaisempiin tutkimuksiin, joissa kuvataan masennus ja ahdistusoireet mahdollisiksi FAD-ennustajiksi [11, 18, 58], laskettiin moninkertainen lineaarinen regressioanalyysi. Aikaisemman tutkimuksen jälkeen (esim. [11]), regressiomalli sisälsi masennuksen ja ahdistuneisuusoireet itsenäisinä muuttujina ja FAD riippuvana muuttujana, kontrolloiden muuttujien sukupuolta ja ikää. Monikollineaarisuusolettamusta ei rikottu: kaikki toleranssiarvot olivat>, 25 ja kaikki varianssi-inflaatiokertoimen arvot olivat <5 (katso [59]). Malli selitti 10.7% varianssista, F (4,174 5.230) = 01, p <310. Vain ahdistuneisuusoireet osoittivat merkittävän tuloksen (standardoitu beeta = 01, p <95; 142%: n luottamusväli [.587; .XNUMX]).

Seuraavassa vaiheessa narsismin ja FAD: n suhdetta T2: ssa tutkittiin yksityiskohtaisemmin. Narsismi korreloi merkittävästi positiivisesti useimpien FAD-kohteiden kanssa (kohta 1, silmäys: r = 23, p <01; kohta 2, toleranssi: r = 18, p <05; kohta 4, uusiutuminen: r = 20 , p <.01; kohta 5, peruutus: r = .27, p <.001; kohta 6, ristiriita: r = .16, p <.05). Vain suhde kohtaan 3 (mielialan muutos) ei tullut merkittävä (r = .11, ns).

Regressiomalli, joka sisälsi narsismin itsenäiseksi muuttujaksi ja FAD riippuvaksi muuttujaksi, kontrolloi muuttujia sukupuoli ja ikä, selitti 7.1% varianssista, F (3,175) = 4.450, p <01. Vaikka sukupuoli ja ikä eivät osoittaneet merkittäviä tuloksia, narsismin tulos muuttui merkittäväksi (standardoitu beeta = .259, p <.001; 95%: n luottamusväli [.187; .655]).

Sovitteluanalyysi

Kuten on esitetty kuvio 2, bootstrapped-mediaation analyysi osoittaa, että FAD välittää täysin narsismin ja stressi-oireiden välistä suhdetta. Vaikka polku c (kokonaisvaikutus) on merkittävä (p <.001), polku c ' (suora vaikutus), joka merkitsee FAD: n sisällyttämistä malliin, ei tule merkitseväksi (p = .125). Epäsuora vaikutus (ab) tulee merkittäväksi, b = .086, SE = .046, 95% CI [.018; .204]; P_M: b = .275, SE = 6.614, 95% CI [.024; 2.509].

kuvio 2

Sovittelumalli, mukaan lukien tulokset.

Keskustelu

Tämä tutkimus kuuluu ensimmäisiin pitkittäistyöhön, jossa tutkittiin FAD: ta ja sen suhteita persoonallisuuteen, mielenterveyteen ja fyysiseen terveyteen Saksassa. Koska FAD: n kehityksestä ja ylläpidosta tiedetään vain vähän, tämä työ sisälsi kaksi kaikkien tutkittujen muuttujien mittausajankohtaa FAD: n ja sen assosiaatioiden etenemisen arvioimiseksi. Löysimme merkittäviä tuloksia, jotka auttavat parantamaan FAD: n ymmärtämistä.

Keskimääräiset FAD-arvot (T1 ja T2) saksalaisesta opiskelijanäytteestämme olivat huomattavasti alhaisemmat kuin arvo, jonka Andreassen et ai. [20] (M = 13.00, SD = 5.20) opiskelijanäytteessä Norjassa, missä Facebookilla on prosenttiosuuksina melkein kaksinkertainen määrä käyttäjiä kuin Saksassa (www.internetworldstats.com/stats4.htm).

Vaikka emme löytäneet merkittävää muutosta FAD-tasossa vuoden kuluttua, kriittisen FAD-pisteet saavuttaneiden osallistujien määrä kasvoi huomattavasti (polyyttinen pisteytys: 4.5% - 8.4%; monoteettinen pisteytys: 0.6% - 1.7%). Erityisen tärkeää on huomata, että huomattavasti useammalla osallistujalla oli korkeammat nosto-osan arvot T2: ssä kuin T1. Tämä korostaa psykologisen vetäytymisen merkityksen lisäämistä ongelmallisessa Facebook-käytössä: Yhä useammat käyttäjät hermostuneita ilman mahdollisuutta käyttää Facebookia (katso myös [19]). Tämä sopii aikaisempaan tutkimukseen, jossa kuvataan psykologista vetäytymistä Internet-yhteyden lopettamisen jälkeen yhdeksi ongelmallisen Internetin käytön oireista [60]. Lisääntynyt vetäytyminen voi liittyä positiivisesti niin kutsuttuun ”pelkoan kadonneesta (FoMo)”: pelko menettää tärkeitä sosiaalisia tietoja ja menettää suosio, jota usein kuvaavat Facebook-käyttäjät, jotka eivät pysty käyttämään SNS: ää niin usein kuin halutaan. FoMon on todettu välittävän positiivisesti motiiviin kuulumisen tarvetta ja suosion tarvetta Facebook-käytön välillä. Lisäksi se liitettiin positiivisesti Facebookin käyttöön liittyviin havaittuihin stressoireisiin [61, 62].

Vaikka hypoteesimme vahvistettiin osittain T2: ssä, T1: ssä, FAD: llä ei ollut merkitystä suhteessa tutkittuihin muuttujiin. Tämä voi johtua osittain siitä, että huomattavasti enemmän osallistujia saavutti kriittisen rajapisteen T2: ssä kuin T1. Siksi FAD: llä oli T1: ssä heikompi yhteys osallistujien elämään ja mielenterveyteen kuin T2: lla. Lisäksi ennen lopullisten päätelmien tekemistä nämä erot korostavat FAD: n ja sen assosiaatioiden, jotka näyttävät muuttuvan ajan myötä, pitkittäishavaintojen tarvetta.

Tuloksemme osoittavat, että ihmiset, jotka käyttävät intensiivisesti SNS: ää, voivat olla vaarassa kehittää FAD. Internetin yleiseen käyttöön ei kuitenkaan liittynyt merkittävästi FAD: ää, mikä korosti tarvetta erottaa verkkotoimien tyypit tutkiessaan median käyttöä. Aikaisemman tutkimuksen mukaan, T2 FAD, oli positiivisesti yhteydessä kolmeen negatiiviseen mielenterveysmuuttujaan (vahvistaa hypoteesin 1). T1: n ja T2: n korrelaatioiden vertailu osoitti, että etenkin positiivinen yhteys FAD: n ja ahdistusoireiden välillä lisääntyi ajan myötä. Ahdistuksen oireiden merkitys FAD: lla, jota on myös kuvattu aiemmissa tutkimuksissa (esim. [11]), korostivat regressioanalyysin tulokset. Mielenkiintoista on, että kaikista FAD-tuotteista vetäytymiskohde osoitti korkeinta merkittävää positiivista korrelaatiota ahdistuneisuusoireiden kanssa (r = 34, p <001). Siten voidaan olettaa, että ihmiset, joilla on lisääntyneitä ahdistuneisuusoireita, jotka usein käyttävät Facebookia helpotuksen löytämiseen ja paeta (katso [4]), on parempi todennäköisyys kehittää FAD. Ahdistuksen oireidensa takia he ovat usein hermostuneita ja huolissaan käyttäytymisensä seurauksista. Siksi vetäytyminen on yksi heidän pääoireistaan, etenkin koska he pelkäävät unohtaa asiat, kun eivät käytä Facebookia. Emme kuitenkaan mitanneet FoMoa tai muuta erityistä Facebook-aiheista ahdistuksen muotoa. Joten tämä tulosten mahdollinen tulkinta on avoin keskustelulle.

Vaikka FAD oli positiivisesti yhteydessä negatiivisiin mielenterveyden muuttujiin T2: ssä, mikään positiivisista mielenterveyden muuttujista ei liittynyt merkitsevästi FAD: iin (ristiriidassa hypoteesin 2 kanssa). Tällaiset erilaiset tulokset puhuvat mielenterveyden kaksifaktorisesta mallista, jossa korostetaan positiivisen ja negatiivisen mielenterveyden olevan yhteydessä toisiinsa, mutta yleisen mielenterveyden erillisistä yksinapaisista ulottuvuuksista [63, 64]. Lisäksi, vaikka havaitsimme fyysisen terveyden merkittävän laskun vuoden kuluttua, FAD ei näytä olevan suoraan yhteydessä fyysiseen terveyteen (ristiriidassa hypoteesin 3 kanssa).

Tuloksemme voivat johtua osittain siitä, että vaikka T2: n kriittinen rajapiste saavutettiin huomattavasti suuremmalla osanottajamäärällä kuin T1: lla, useimmilla osallistujillamme oli keskimääräiset FAD-arvot kriittisen raja-arvon alapuolella. Siksi suurin osa heistä ei kärsii toisaalta suoraan FAD-seurauksista ja toisaalta kokee Facebook-käytön etuja. Esimerkiksi jotkut tutkimukset ilmoittivat positiivisen yhteyden sosiaalisen tuen ja Facebook-käytön välillä, etenkin Facebook-ystävien määrän [34, 65]. Kuten harvat suoritetut pitkittäistutkimukset osoittavat, jatkuva Facebook-käyttö voi kuitenkin vaikuttaa negatiivisesti elämätyytyvyyteen ja fyysiseen terveyteen (esim. [28]).

Odotuksemme mukaisesti löysimme positiivisen suhteen narsismiin ja FAD: iin (vahvistaa hypoteesin 4). Lisäksi FAD välitti täysin narsismin ja stressi-oireiden välisen yhteyden (vahvistaa hypoteesin 5). Siksi FAD voisi olla potentiaalinen riskitekijä ihmisille, joilla on korkeat narsistiarvot. Facebook-käytöllä on erityinen merkitys narsistisille ihmisille. Facebookissa he voivat nopeasti aloittaa monia pinnallisia suhteita uusien Facebook-ystävien kanssa ja saada suuren yleisön heidän hyvin suunniteltua itseesitystä varten. Mitä enemmän Facebook-ystäviä heillä on, sitä suurempi on mahdollisuus, että he saavuttavat etsimänsä suosion ja ihailun; ottaa huomioon, että offline-tilassa ne eivät ehkä ole yhtä suosittuja, koska heidän vuorovaikutuskumppaninsa voivat nopeasti havaita heikon miellyttävyytensä ja liioitetun itsetunnon tunnetta [32, 33, 66]. Narsistiset ihmiset käyttävät vuorovaikutuskumppaneiden positiivista palautetta itsetuntonsa säätelemiseen ja itsensä parantamiseen [67]. Siksi voidaan olettaa, että narsistiset käyttäjät viettävät enemmän aikaa Facebookin ajatteluun kuin muut - suunnittelevat online-esitystään ja vuorovaikutustaan ja pohtivat saatua palautetta. Näin ollen, vaikka Facebookin käyttö on erittäin houkuttelevaa narsisteille, se saattaa tehdä heistä erityisen alttiita FAD: lle. Vastaavasti T2: ssä narsismi korreloi merkittävästi positiivisesti useimpien FAD-tuotteiden kanssa. Eniten positiivisia assosiaatioita havaittiin tuotteiden vetäytymisestä, houkuttelevuudesta ja uusiutumisesta.

Lisäksi tuloksemme osoittavat, että FAD välittää narsismin ja stressi-oireiden välistä suhdetta. Yksi mahdollinen tulkinta on, että narsistit suunnittelevat itseesittelynsä saadakseen vaikutuksen yleisönsä. Mitä suurempi yleisö on, sitä vaikeampi on tehdä vaikutuksen kaikille vuorovaikutuskumppaneille, ja todennäköisyys saada negatiivista palautetta kasvaa. Tämä lisää narsististen käyttäjien esittelypyrkimyksiä ja Facebookin ajattelemiseen ja käyttämiseen kuluvaa aikaa, mikä puolestaan lisää heidän haavoittuvuuttaan FAD: iin. Kun heidän FAD-tasonsa nousee, he kokevat enemmän oireita, kuten vieroitus ja uusiutuminen, mikä lisää heidän stressi-oireitaan. Tämä tulkinta on avoin keskustelulle, ja sitä tulisi harkita varoen, etenkin kun otetaan huomioon käytetyn narsistisuusasteikon heikko sisäinen johdonmukaisuus ja FAD: n lyhyt mitta, joka sisältää vain kuusi kohtaa.

Rajoitukset ja lisätutkimukset

Tutkimuksessamme on varmasti joitain rajoituksia, jotka heikentävät tulostemme yleistettävyyttä ja niistä johtuvia johtopäätöksiä. Olemme työskennelleet opiskelija otoksen mukaan, joka sisälsi enimmäkseen naispuolisia Facebook-käyttäjiä. Ainakin osittain puuttumalla tähän rajoitukseen verrattiin esitettyjä tuloksia FAD: n ja muiden tutkittujen T1- ja T2-muuttujien välillä olevista nollatason kaksimuuttujakorrelaatioista sopivien osittaisten korrelaatioiden tuloksiin, jotka kontrolloivat sukupuolta. Kahden korrelaation välillä ei havaittu merkittäviä eroja (kaikki vertailut: q <, 10, [57]). Siitä huolimatta näytteemme koostumus rajoittaa nykyisten tulosten yleistämistä. Siksi tulevissa tutkimuksissa tulisi tutkia niiden toistettavuutta käyttämällä suurempaa ja edustavampaa otosta, jolla on sama sukupuolisuhde.

Nykyiset tiedot on kerätty online-raporteilla, jotka ovat nimettömyystakuista huolimatta alttiita sosiaaliselle toivomukselle. Siksi suosittelemme, että tulevaisuuden tutkimuksiin, joiden rakenne on samanlainen, sisällytettäisiin väline, jolla mitataan sosiaalisen toivomuksen taipumusta, esimerkiksi toivotun vastauksen tasapainotettu luettelo (BIDR) [68], sosiaalisen toivomuksen vaikutuksen hallitsemiseksi post hoc -laskelmissa.

Kuten jo mainittiin, FAD: n mittaamiseen käytimme Bergenin Facebook-riippuvuusasteikon lyhytversiota, itseraportointimittausta, jossa on vain kuusi kohdetta. Tällä asteikolla on ilmoitettu olevan yhtä hyviä psykometrisiä ominaisuuksia kuin pitkällä versiolla [15, 20, 48]. Tässä tutkimuksessa se osoitti tyydyttävän hyviin luotettavuusarvoihin. Siitä huolimatta, että vastaamme FAD: n monimuotoisuutta ja parannamme mittauksen pätevyyttä, suosittelemme lisätutkimuksia keskittymään monimutkaisempien välineiden kehittämiseen FAD: n mittaamiseksi. Koska erityisen riippuvaisilla ihmisillä on taipumus aliarvioida heidän riippuvuuskäyttäytymistasonsa, objektiiviset toimenpiteet ja havainnot olisi sisällytettävä FAD: n arviointiin. Lisäksi ottaen huomioon, että fysiologisten toimintojen, kuten verenpaineen ja sykkeen, on osoitettu liittyvän ongelmaiseen Internetin käyttöön [5], olisi keskityttävä myös FAD: n mahdollisiin fysiologisiin markkereihin.

Mielenkiintoista on, että FAD-kohteen mielialanmuutos ei liittynyt merkittävästi narsismiin, vaikka narsistiset henkilöt saavat lisääntynyttä huomiota ja positiivista palautetta Facebookissa, mikä saattaa lisätä heidän positiivista mielialaansa [69], ja lisäksi voitaisiin lisätä heidän Facebook-käytön taajuuttaan ja riskiään FAD: n kehittämiseen. Yksi syy tähän voi olla se, että narsistiset ihmiset kokevat Facebookin käytöstä lyhytaikaisen mielialamuutoksen, jota ei voida mitata yhdellä FAD-esineellä. Tarkemmin tutkiakseen mielialan muuntumisen, narsissin ja FAD: n välistä suhdetta, lisätoimenpiteitä, kuten positiivisten ja kielteisten vaikutusten aikataulua (PANAS) [70] - usein käytetty tutkimuksissa, jotka osoittavat merkittäviä yhteyksiä ongelmallisen Internetin käytön ja mielialan välillä (esim. [5, 9]) - tulisi sisällyttää mukaan mielialan arviointiin ennen ja jälkeen Facebookin käytön.

Tämä tutkimus on ensimmäinen askel FAD-tutkinnassa Saksassa. Kun otetaan huomioon tutkimustulokset, jotka osoittavat, että Facebook-toiminnot voivat vaikuttaa mielenterveyteen eri tavoin [71, 72], tulevassa työssä tulisi keskittyä Facebookin käytön kestoon ja tiheyteen sekä yksittäisiin Facebook-toimintoihin. Tämä auttaisi edelleen ymmärtämään FAD: n kehitystä ja ylläpitämistä. Lisäksi ottaen huomioon, että Facebook on suosituin, mutta usein ei ainoa käytetty SNS (ks Taulukko 2), muiden SNS: ien käytön tiheys olisi sisällytettävä tuleviin tutkimuksiin.

Yhteenvetona voidaan todeta, että tämänhetkiset tulokset antavat ensimmäisen yleiskuvan FAD: sta Saksassa ja korostavat valtavan tarpeen suorittaa lisätutkimuksia tällä tutkimusalalla. Yhden vuoden seurantamme osoittaa, että huomattavasti enemmän ihmisiä saavuttaa kriittisen rajapisteen verrattuna edelliseen vuoteen ja että negatiiviset mielenterveysarvot, erityisesti ahdistuksen oireet, liittyvät positiivisesti FAD: iin. Yleistävien johtopäätösten tekemiseksi nykyiset tulokset olisi kuitenkin toistettava suurempana, ikää ja sukupuolta edustavana otoksena käyttämällä lisätoimenpiteitä, jotka ylittävät itseraportointiasteikot.

Tuki informaatio

S1-tietojoukko

Tämän tutkimuksen analyyseihin käytetty tietojoukko.

(SAV)

Klikkaa tästä, jos haluat lisätietoja.^{(19K, sav)}

Kiitokset

Kirjailijat kiittävät Holger Schillackia ja Helen Copeland-Vollrathia todisteiden lukemisesta artikkelissa.

Rahoitusselvitys

Tätä tutkimusta tuki Alexander von Humboldtin säätiön myöntämä Jürgen Margrafin professori. Lisäksi tunnustamme Ruhr-Universität Bochumin avoimen julkaisun rahastojen tuen. Rahoittajilla ei ollut roolia tutkimuksen suunnittelussa, tiedonkeruussa ja analysoinnissa, päätöksen julkaisemisessa tai käsikirjoituksen valmistelussa.

Tietojen saatavuus

Kaikki asiaankuuluvat tiedot ovat paperissa ja sen tukitiedostoissa.

Viitteet

1. American Psychiatric Association. Psyykkisten häiriöiden diagnostiikka- ja tilastollinen käsikirja (5th ed). Washington, DC: American Psychiatric Association; 2013.

2. Király O, Griffiths MD, Demetrovics Z. Internet-pelihäiriö ja DSM-5: Käsitteleminen, keskustelut ja kiistat. Curr Addict Rep. 2015; 2 (3): 254 – 62.

3. O'Brien CP. Kommentti Taolle et ai. (2010): Internet-riippuvuus ja DSM-V. Riippuvuus. 2010; 105 (3): 565.

4. Ryan T, Chester A, Reece J, Xenos S. Facebookin käyttö ja väärinkäytöt: Katsaus Facebook-riippuvuuteen. J Behav Addict. 2014; 3 (3): 133 – 48. doi: 10.1556 / JBA.3.2014.016 [PMC vapaa artikkeli] [PubMed]

5. Reed P, Romano M, Re F, Roaro A, Osborne LA, Viganò C, et ai. Erilaiset fysiologiset muutokset Internet-altistuksen seurauksena korkeampien ja alempien ongelmallisten Internet-käyttäjien kohdalla. PloS Yksi. 2017; 12 (5): e0178480 doi: 10.1371 / journal.pone.0178480 [PMC vapaa artikkeli] [PubMed]

6. Osborne LA, Romano M, Re F, Roaro A, Truzoli R, Reed P. Todisteet Internet-riippuvuushäiriöstä: Internet-altistuminen vahvistaa väriasetuksia vetäytyneiden ongelmakäyttäjien kohdalla. J Clin Psykiatria. 2016; 77 (2): 269 – 74. doi: 10.4088 / JCP.15m10073 [PubMed]

7. Khang H, Kim JK, Kim Y. Itsepiirteet ja motivaatiot digitaalisen median virtauksen ja riippuvuuden edeltäjinä: Internet, matkapuhelimet ja videopelit. Laske ihmisen käyttäytymistä. 2013; 29 (6): 2416 – 24.

8. Gunuc S. Videopelien ja Internet-riippuvuuksien väliset suhteet ja assosiaatiot: on suvaitsevaisuusoire kaikissa olosuhteissa. Laske ihmisen käyttäytymistä. 2015; 49: 517 – 25.

9. Romano M, Osborne LA, Truzoli R, Reed P. Internetin altistumisen erilaiset psykologiset vaikutukset Internetin addiktioihin. PLOS YKSI. 2013; 8 (2): e55162 doi: 10.1371 / journal.pone.0055162 [PMC vapaa artikkeli] [PubMed]

10. Griffiths MD, Kuss DJ, Demetrovics Z. Sosiaalisen verkostoitumisen riippuvuus: Katsaus alustaviin havaintoihin: Rosenberg KP, Feder LC, toimittajat. Käyttäytymisriippuvuudet. San Diego: Academic Press; 2014. s. 119-41

11. Koc M, Gulyagci S. Facebook-riippuvuus turkkilaisten opiskelijoiden keskuudessa: Psykologisen terveyden, demografisten ja käyttöominaisuuksien merkitys. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2013; 16 (4): 279 – 84. doi: 10.1089 / cyber.2012.0249 [PubMed]

12. Hong FY, Chiu SL. Facebookin käyttöön ja Facebookin riippuvuusalttiuteen yliopisto-opiskelijoissa vaikuttavat tekijät: Online-psykologisen yksityisyyden ja Facebookin käyttömotivaation merkitys. Stressin terveys. 2014: 1 – 11. [PubMed]

13. Roth P. Nutzerzahlen: Facebook, Instagram ja WhatsApp, kohokohdat, Umsätze, uvm. (Stand November 2017) 2017 [päivitetty 02 November 2017]. https://allfacebook.de/toll/state-of-facebook.

14. Michikyan M, Subrahmanyam K, Dennis J. Voitko kertoa kuka olen? Neuroottisuus, ekstraversio ja online-esittely nuorten aikuisten keskuudessa. Laske ihmisen käyttäytymistä. 2014; 33: 179 – 83.

15. Andreassen CS, Torsheim T, Brunborg GS, Pallesen S. Facebook-riippuvuusasteikon kehittäminen. Psychol edustaja 2012; 110 (2): 501 – 17. doi: 10.2466 / 02.09.18.PR0.110.2.501-517 [PubMed]

16. Fenichel M. Facebook-riippuvuushäiriö (FAD) [siteerattu 2009]. http://www.fenichel.com/facebook/.

17. Wilson K, Fornasier S, valkoinen KM. Nuorten aikuisten sosiaalisten verkostoitumissivustojen psykologiset ennustajat Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2010; 13 (2): 173 – 7. doi: 10.1089 / cyber.2009.0094 [PubMed]

18. Błachnio A, Przepiórka A, Pantic I. Internetin käyttö, Facebook-tunkeutuminen ja masennus: poikkileikkaustutkimuksen tulokset. Eur Psykiatria. 2015; 30 (6): 681 – 4. doi: 10.1016 / j.eurpsy.2015.04.002 [PubMed]

19. Balakrishnan V, Shamim A. Malesian facebookers: motiivit ja addiktoiva käyttäytyminen löysivät. Laske ihmisen käyttäytymistä. 2013; 29 (4): 1342 – 9.

20. Andreassen CS, Griffiths MD, Gjertsen SR, Krossbakken E, Kvam S, Pallesen S. Käyttäytymisriippuvuuksien ja viiden tekijän persoonallisuusmallien väliset suhteet. J Behav Addict. 2013; 2 (2): 90 – 9. doi: 10.1556 / JBA.2.2013.003 [PubMed]

21. Błachnio A, Przepiorka A, Benvenuti M, Cannata D, Ciobanu AM, Senol-Durak E, et ai. Kansainvälinen näkökulma Facebookin tunkeutumiseen. Psychiatry Res. 2016; 242: 385 – 7. doi: 10.1016 / j.psychres.2016.06.015 [PubMed]

22. Kraemer HC, Kazdin AE, Offord DR, Kessler RC, Jensen PS, Kupfer DJ. Sopiminen riskiehtojen kanssa. Arch Gen psykiatria. 1997; 54 (4): 337 – 43. [PubMed]

23. Zaremohzzabieh Z, Samah BA, Omar SZ, Bolong J, Kamarudin NA. Addictive Facebook -käyttö yliopisto-opiskelijoiden keskuudessa. Aasian Soc. 2014; 10: 107 – 16.

24. Uysal R, Satici SA, Akin A. Facebookin välittävä vaikutus^® riippuvuus subjektiivisen elinvoiman ja subjektiivisen onnellisuuden suhteesta. Psyk. Edustaja 2013; 113 (3): 948 – 53. [PubMed]

25. Saksan liittovaltion tilastovirasto. Wirtschaftsrechnungen. Yksityinen Haushalte in der Informationsgesellschaft (IKT). 2016. https://www.destatis.de/DE/Publikationen/Thematisch/EinkommenKonsumLebensbedingungen/PrivateHaushalte/PrivateHaushalteIKT2150400167004.pdf.

26. Tandoc EC, Ferrucci P, Duffy M. Facebookin käyttö, kateus ja masennus opiskelijoiden keskuudessa: Onko facebooking masentava? Laske ihmisen käyttäytymistä. 2015; 43: 139 – 46.

27. Steers M-LN, Wickham RE, Acitelli LK. Kaikkien muiden kohokelojen näkeminen: Kuinka Facebookin käyttö liittyy masennusoireisiin. J Soc Clin. Psychol. 2014; 33 (8): 701 – 31.

28. Shakya HB, Christakis, NA. Facebook-käytön yhdistäminen vaarantuneeseen hyvinvointiin: pitkittäistutkimus. Am J Epidemiol. 2017; 185 (3): 203 – 11. doi: 10.1093 / AJE / kww189 [PubMed]

29. Kross E, Verduyn P, Demiralp E, Park J, Lee DS, Lin N, et ai. Facebookin käyttö ennustaa subjektiivisen hyvinvoinnin heikkenemistä nuorilla aikuisilla. PloS Yksi. 2013; 8 (8): e69841 doi: 10.1371 / journal.pone.0069841 [PMC vapaa artikkeli] [PubMed]

30. Brailovskaia J, Bierhoff HW. Sensationssuchende Narzissten, Extraversion und Selbstdarstellung in sozialen Netzwerken im Web 2.0. J Bus Media Psychol. 2012; 3: 43 – 56.

31. Wang JL, Jackson LA, Zhang DJ, Su ZQ. Viiden suuren persoonallisuustekijän, itsetunnon, narsismin ja tunnehalujen väliset suhteet kiinalaisten yliopisto-opiskelijoiden käyttämiin sosiaalisiin verkostoitussivustoihin (SNS). Laske ihmisen käyttäytymistä. 2012; 28 (6): 2313 – 9.

32. Mehdizadeh S. Itseesittely 2.0: narsismi ja itsetunto Facebookissa. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2010; 13 (4): 357 – 64. doi: 10.1089 / cyber.2009.0257 [PubMed]

33. Brailovskaia J, Bierhoff HW. Kulttuurien välinen narsissismi Facebookissa: Itsenäisyyden, sosiaalisen vuorovaikutuksen ja avoimen ja peitetyn narsismin välinen suhde sosiaalisen verkostoitumisen sivustolla Saksassa ja Venäjällä. Laske ihmisen käyttäytymistä. 2016; 55: 251 – 7. doi: 10.1016 / j.chb.2015.09.018

34. Brailovskaia J, Margraf J. Facebook-käyttäjien ja Facebook-käyttäjien vertaaminen: Persoonallisuusominaisuuksien ja mielenterveyden muuttujien suhde - tutkittava tutkimus. PloS Yksi. 2016; 11 (12): e0166999 doi: 10.1371 / journal.pone.0166999 [PMC vapaa artikkeli] [PubMed]

35. Twenge JM, Campbell WK. Narsissiepidemia: Asuminen oikeuksien iässä. New York: Free Press; 2009.

36. Bieda A, Hirschfeld G, Schönfeld P, Brailovskaia J, Zhang XC, Margraf J. Yleinen onnellisuus? Positiivisen mielenterveyden arviointivaakojen kulttuurienvälinen mittausvariantti. Psykoli arvioi. 2016; 29 (4): 408 – 21. doi: 10.1037 / pas0000353 [PubMed]

37. Schönfeld P, Brailovskaia J, Bieda A, Zhang XC, Margraf J. Päivittäisen stressin vaikutukset positiiviseen ja negatiiviseen mielenterveyteen: Sovittelu itsetehokkuuden kautta. Int. J Clin Health Psychol. 2016; 16 (1): 1 – 10. doi: 10.1016 / j.ijchp.2015.08.005

38. Brailovskaia J, Schönfeld P, Kochetkov Y, Margraf J. Mitä muuttoliike tarkoittaa meille? USA ja Venäjä: Maahanmuuton, kestävyyden, sosiaalisen tuen, onnellisuuden, tyytyväisyyden, masennuksen, ahdistuksen ja stressin välinen suhde. Curr Psychol. 2017: 1 – 11.

39. Brailovskaia J, Schönfeld P, Zhang XC, Bieda A, Kochetkov Y, Margraf J. Kulttuurien välinen tutkimus Saksassa, Venäjällä ja Kiinassa: Onko suojattuja ja sosiaalisesti tuettuja opiskelijoita masennuksen, ahdistuksen ja stressin torjumiseksi? Psyk. Edustaja 2017. doi: 10.1177/0033294117727745 [PubMed]

40. Mayr S, Erdfelder E, Buchner A, Faul F. Lyhyt opetus GPowerista. Tutor Quant Methods Psychol. 2007; 3 (2): 51 – 9.

41. Diener E, Emmons RA, Larsen RJ, Griffin S. Tyytyväisyys elämänlaajuuteen. J Pers arvioi. 1985; 49 (1): 71 – 5. doi: 10.1207 / s15327752jpa4901_13 [PubMed]

42. Pavot W, Diener E. Tyytyväisyys elämän mittakaavaan ja syntyvä rakenne elämän tyytyväisyydestä. J Posit Psychol. 2008; 3 (2): 137 – 52.

43. Glaesmer H, Grande G, Braehler E, Roth M. Saksalainen versio tyytyväisyydestä elämäasteikolla (SWLS): Psykometriset ominaisuudet, pätevyys ja väestöpohjaiset normit. Eur J Psychol arvioi. 2011; 27: 127 – 32.

44. Fydrich T, Sommer G, Tydecks S, Brähler E. Fragebogen zur sozialen Unterstützung (F-SozU): Normierung der Kurzform (K-14). Z Med Psychol. 2009; 18 (1): 43 – 8.

45. Lovibond PF, Lovibond SH. Negatiivisten tunnetilojen rakenne: masennuksen ahdistusstressiasteikkojen (DASS) vertailu Beckin masennuksen ja ahdistuksen inventaarioihin. Behav Res. 1995; 33 (3): 335 – 43. [PubMed]

46. Antony MM, Bieling PJ, Cox BJ, Enns MW, Swinson RP. Masennuksen ahdistusstressinäytteiden 42-kohteen ja 21-kohteen versioiden psykometriset ominaisuudet kliinisissä ryhmissä ja yhteisönäytteessä. Psykoli arvioi. 1998; 10 (2): 176 – 81.

47. Norton PJ. Masennuksen ahdistuksen ja stressin asteikot (DASS-21): psykometrinen analyysi neljään roduryhmään. Ahdistuneisuusstressin selviytyminen. 2007; 20 (3): 253 – 65. doi: 10.1080/10615800701309279 [PubMed]

48. Pontes HM, Andreassen CS, Griffiths MD. Bergenin Facebook-riippuvuusasteikon portugalilainen validointi: empiirinen tutkimus. Int J Mielenterveysriippuvainen. 2016; 14 (6): 1062 – 73.

49. Gentile B, Miller JD, Hoffman BJ, Reidy DE, Zeichner A, Campbell WK. Testi grandioosista narsistista tehdyistä kahdesta lyhyestä mittauksesta: narsistisen persoonallisuuden inventaario-13 ja narsistisen persoonallisuuden inventaario-16. Psykoli arvioi. 2013; 25 (4): 1120 – 36. doi: 10.1037 / a0033192 [PubMed]

50. Raskin R, Terry H. Narsistisen persoonallisuusluettelon pääkomponenttianalyysi ja lisätodisteet sen rakenteen pätevyydestä. J Pers Soc. 1988; 54 (5): 890 – 902. [PubMed]

51. Brailovskaia J, Bierhoff HW, Margraf J. Kuinka tunnistaa narsismi 13-esineillä? Saksan narsistisen persoonallisuusluettelon-13 (G-NPI-13) validointi. Arvioida. 2017. doi: 10.1177/1073191117740625 [PubMed]

52. Ackerman RA, Witt EA, Donnellan MB, Trzesniewski KH, Robins RW, Kashy DA. Mitä narsistinen persoonallisuusluettelo todella mittaa? Arvioida. 2011; 18: 67 – 87. [PubMed]

53. Janssen M, Pickard AS, Golicki D, Gudex C, Niewada M, Scalone L, et ai. EQ-5D-5L: n mittausominaisuudet verrattuna EQ-5D-3L: ään kahdeksassa potilasryhmässä: monikansallinen tutkimus. Qual Life Res. 2013; 22 (7): 1717 – 27. doi: 10.1007/s11136-012-0322-4 [PMC vapaa artikkeli] [PubMed]

54. Euroqol-konserni. EQ-5D-3L käyttöopas. Versio 5.1 2013. http://www.euroqol.org/about-eq-5d/publications/user-guide.html.

55. Greiner W, Weijnen T, Nieuwenhuizen M, Oppe S, Badia X, Busschbach J, et ai. Yhtenäinen eurooppalainen valuutta EQ-5D terveystiloille. Eur J Terveystalous: HEPAC. 2003; 4 (3): 222 – 31. [PubMed]

56. Wen Z, tuuletin X. Vaikutuskokojen monotonisuus: Kyselyn kappa-neliö välitysvaikutuksen koon mitta. Psykolimenetelmät. 2015; 20 (2): 193 – 203. doi: 10.1037 / met0000029 [PubMed]

57. Cohen J. Käyttäytymistieteiden tilastollinen tehoanalyysi. 2nd ed Hillsdale, NJ: Lawrence Erlsbaum; 1988.

58. Hong FY, Huang DH, Lin HY, Chiu SL. Analyysi taiwanilaisten yliopisto-opiskelijoiden psykologisista piirteistä, Facebookin käytöstä ja Facebook-riippuvuusmallista. Telemat Inform. 2014; 31 (4): 597 – 606.

59. Urban D, Mayerl J. Regressionsanalyse: Theorie, Technik und Anwendung (2. Aufl.). Wiesbaden: VS Verlag für Sozialwissenschaften; 2006.

60. Romano M, Roaro A, Re F, Osborne LA, Truzoli R, Reed P. Ongelmaisten Internet-käyttäjien ihonjohtavuus ja ahdistus lisääntyvät Internetin altistumisen jälkeen. Addikti Behav. 2017; 75: 70 – 4. doi: 10.1016 / j.addbeh.2017.07.003 [PubMed]

61. Przybylski AK, Murayama K, DeHaan CR, Gladwell V. Motivaatio-, tunne- ja käyttäytymiskorrelaatiot korvaavat pelon puuttumisesta. Laske ihmisen käyttäytymistä. 2013; 29 (4): 1841 – 8.

62. Beyens I, Frison E, Eggermont S. ”En halua missata mitään”: Nuorten pelko kadota ja sen suhde nuorten sosiaalisiin tarpeisiin, Facebookin käyttö ja Facebookiin liittyvä stressi. Laske ihmisen käyttäytymistä. 2016; 64: 1 – 8.

63. Suldo SM, Shaffer EJ. Psykopatologian ulkopuolelle: Nuorten mielenterveyden kaksifaktorinen malli. School Psych Rev. 2008; 37 (1): 52 – 68.

64. Keyes CL. Mielenterveys ja / tai mielenterveys? Tutkitaan täydellisen terveysmallin aksioomia. J Ota yhteys Clin Psychol. 2005; 73 (3): 539 – 48. doi: 10.1037 / 0022-006X.73.3.539 [PubMed]

65. Manago AM, Taylor T, Greenfield PM. Minä ja 400-ystäväni: korkeakouluopiskelijoiden Facebook-verkkojen anatomia, heidän kommunikaatiomallinsa ja hyvinvointinsa. Dev Psychol. 2012; 48 (2): 369 – 80. doi: 10.1037 / a0026338 [PubMed]

66. Buffardi LE, Campbell WK. Narsismi ja sosiaalisen verkottumisen verkkosivustot. Pers Soc Psychol - härkä. 2008; 34 (10): 1303 – 14. doi: 10.1177/0146167208320061 [PubMed]

67. Twenge JM, Foster JD. Narsismi-epidemian laajuuden kartoittaminen: Narsistismin 2002 – 2007 lisääntyminen etnisissä ryhmissä. J Res Pers. 2008; 42 (6): 1619 – 22. doi: 10.1016 / j.jrp.2008.06.014

68. Musch J, Brockhaus R, Bröder A. kartoitus kahden sosiaalisen toivottavuuden tekijän arvioimiseksi. Diagnostica. 2002; 48: 121 – 9.

69. Campbell WK, Rudich EA, Sedikides C. Narsismi, itsetunto ja oma-näkemysten positiivisuus: Kaksi muotokuva omarakkaudesta. Pers Soc Psychol - härkä. 2002; 28 (3): 358 – 68.

70. Watson D, Clark LA, Tellegen A. Positiivisten ja negatiivisten vaikutusten lyhyiden mittojen kehittäminen ja validointi: PANAS-asteikot. J Pers Soc. 1988; 54 (6): 1063 – 70. [PubMed]

71. Verduyn P, Lee DS, Park J, Shablack H, Orvell A, Bayer J, et ai. Passiivinen Facebook-käyttö heikentää affektiivista hyvinvointia: kokeellinen ja pitkittäinen näyttö. J Exp Psychol Gen. 2015; 144 (2): 480 – 8. doi: 10.1037 / xge0000057 [PubMed]

72. Tromholt M. Facebook-koe: Facebookin lopettaminen johtaa korkeampaan hyvinvointitasoon. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2016; 19 (11): 661 – 6. doi: 10.1089 / cyber.2016.0259 [PubMed]