Psykometrinen lähestymistapa online-pornografian ja sosiaalisten verkostoitumissivustojen ongelmallisen käytön arviointiin perustuen Internet-pelaamishäiriöiden käsitteellistämiseen (2020)

Tausta

Verkkopelien, sosiaalisen verkostoitumisen sivustojen (SNS) ja verkkopornografian (OP) ongelmallinen käyttö on kehittyvä ongelma. Päinvastoin kuin SNS: n ja OP: n ongelmallisessa käytössä, Internet-pelihäiriö (IGD) sisällytettiin uuteen Psyykkisten häiriöiden diagnostiikka- ja tilastokäsikirja (DSM-5) lisätutkimuksen ehdoksi. Tämä tutkimus mukautti IGD: n kriteerit SNS: n ja OP: n ongelmalliseen käyttöön muokkaamalla validoitua IGD-kyselylomaketta (Internet Gaming Disorder Questionnaire: IGDQ) ja tutkimalla muunnettujen versioiden, SNSDQ: n ja OPDQ: n psykometrisiä ominaisuuksia.

Menetelmät

Kaksi online-näytettä (SNS: n = 700, 25.6 ± 8.4 vuotta, 76.4% naista; OP: n = 700, 32.9 ± 12.6 vuotta, 76.7% miehiä) suoritti SNSDQ / OPDQ: n, lyhyen oireiden luettelon (BSI) ja lyhyen Internet-riippuvuustestin (sIAT) ja antoi tietoja niiden SNS / OP-käytöstä. Laskettiin vakio- ja luotettavuusanalyysit, tutkivat ja vahvistavat tekijäanalyysit ja korrelaatiot sIAT: n kanssa. Verrattiin ongelmallisia ja ei-ongelmallisia käyttäjiä.

tulokset

Sisäiset sakeudet olivat ω_{järjestysluku} = 0.89 (SNS) ja w_{järjestysluku} = 0.88 (OP). Tutkimuskerroinanalyysit poimivat yhden tekijän molemmille kyselylomakkeille. Vahvistavat tekijäanalyysit vahvistivat tulokset. SNSDQ / OPDQ-pisteet korreloivat voimakkaasti sIAT-pisteiden kanssa ja maltillisesti SNS / OP-käyttöajan kanssa. Käyttäjistä 3.4% (SNS) ja 7.1% (OP) asetettiin raja-arvon yläpuolelle ongelmallisesta käytöstä. Ongelmallisilla käyttäjillä oli korkeammat sIAT-pisteet, he käyttivät sovelluksia pidempään ja kokivat enemmän psykologista kärsimystä.

Yhteenveto

Kaiken kaikkiaan tutkimuksen tulokset osoittavat, että IGD-kriteerien mukauttaminen on lupaava lähestymistapa ongelmallisen SNS / OP-käytön mittaamiseen.

Vuonna 2017 Internetiä käytti 3.5 miljardia ihmistä [1]. Monista käyttötavoista verkkopelit, sosiaaliset verkostoitumissivustot (SNS) ja verkkopornografia (OP) ovat erityisen suosittuja. Kaikkia näitä sovelluksia tutkitaan, koska niiden ongelmallinen käyttö näyttää liittyvän psykologiseen kärsimykseen ja ongelmiin työhön, akateemiseen suorituskykyyn ja ihmissuhteisiin [2,3,4,5,6,7]. Sisältämällä sen viidennen painoksen liitteeseen Psyykkisten häiriöiden diagnostiikka- ja tilastokäsikirja (DSM-5), Internet-pelin häiriö (IGD) tunnustettiin häiriöksi, joka edellyttää lisätutkimuksia [8]. Tämä oli ensimmäinen askel kohti standardoitujen kriteerien määrittelyä sille. Yhdeksän kriteeriä perustuvat päihdehäiriöihin ja uhkapelihäiriöihin, ja niiden on täytyttävä viimeiset 9 kuukautta: (12) huolenaihe pelaamisesta, (1) vetäytyminen, kun ei pysty pelaamaan, (2) suvaitsevaisuus, (3) epäonnistuminen lopettaa / vähentää pelaamista, (4) luopua muusta pelaamista edistävästä toiminnasta, (5) jatkaa pelaamista ongelmista huolimatta, (6) harhauttaa muita sen määrän suhteen, (7) pelaaminen pakenemaan haitallisista tunnelmista ja (8) ) vaarantaa tärkeän suhteen, ammatin tai koulutuksen pelaamisen takia.

Vaikka IGD sisällytettiin DSM-5: een lisätutkimuksen ehtona, SNS: ien ja OP: n ongelmallinen käyttö ei ollut. Petry ja O'Brien (2013) [9] väittävät, että empiiristä näyttöä ja epäjohdonmukaisuutta ei ole näiden kysymysten tutkimuksessa (SNS ja OP). Siitä huolimatta käydään jatkuvasti keskustelua tiettyjen Internet-sovellusten, kuten SNS: ien tai OP: n, ongelmallisen käytön olemassaolosta, luokittelusta ja diagnosoinnista [10] ja yhä useammat tutkimukset osoittavat SNS: n ja OP: n ongelmallisen käytön merkityksen [3, 5, 11, 12], etenkin koska ne liittyvät lisääntyneeseen psykologiseen kärsimykseen. Tähän voi sisältyä jopa psykiatristen häiriöiden oireita, kuten masennus, ahdistuneisuushäiriöt, huomion puute ja hyperaktiivisuushäiriö tai pakko-oireinen häiriö [2, 11, 13,14,15].

Arvio ongelmallisesta SNS- ja OP-käytöstä

On olemassa useita erilaisia ​​diagnostisia instrumentteja SNS: n ja OP: n ongelmallisen käytön arvioimiseksi. Suurin osa niistä perustuu joko käyttäytymisriippuvuuksien diagnostisiin kriteereihin (SNS: esim. Bergen Social Media Addiction Scale [16] | OP: esim. Ongelmallisen pornografian kulutusasteikko [17]) tai Internet-riippuvuustesti [18] (SNS: esim. Riippuvuutta aiheuttavat suuntaukset kohti SNS-mittakaavaa [19] | OP: sIAT-sukupuoli [20]). Huomaa, että tämä ei suinkaan ole tyhjentävä luettelo kaikista diagnostisista instrumenteista. Yksityiskohtainen yleiskatsaus: Andreassen (2015) [2] SNS: lle sekä Wéry & Billieux (2017) [21] OP: lle. Hyvin validoiduista instrumenteista ei ole pulaa, mutta seuraavat ongelmat ovat edelleen olemassa: (i) ongelmallisen SNS: n ja toimenpideohjelmien erilaiset teoreettiset käsitteet, minkä seurauksena (ii) yhtenäisiä, standardoituja kriteerejä ei ole käytettävissä näiden kolmen ongelmallisen käytön arvioimiseksi tärkeimmät erityiset online-sovellukset (Gaming, SNS, OP) vertailevalla tavalla.

Uusin teoreettinen malli tietyille Internetin käytön häiriöille on I-PACE-malli [22]. Se perustuu empiirisiin havaintoihin ja integroi aikaisemmat teoreettiset näkökohdat muista käyttäytymisriippuvuuksien malleista, kuten oireyhtymämalli [23] tai riippuvuuden komponenttimalli [24]. I-PACE-mallissa oletetaan, että ongelmallisen käytön etiologia on samanlainen eri Internet-sovelluksissa. Siksi se ehdottaa yhdenmukaisten diagnoosikriteerien soveltamista kaikkiin sovelluksiin, mikä standardisoi diagnostiset kriteerit ja mahdollistaa niiden esiintyvyysasteiden vertailun. Koska American Psychiatric Association ehdotti jo standardoituja kriteerejä IGD: lle, se ehdottaa itse soveltavansa näitä kriteereitä muiden Internet-sovellusten ongelmalliseen käyttöön, ja useat tutkijat ovat samaa mieltä tämän lähestymistavan kanssa [25,26,27]. Joissakin tutkimuksissa on jo käytetty tätä lähestymistapaa psykometristen välineiden kehittämiseen ongelmallisen internetin käytön arvioimiseksi [26, 28, 29Kirjoittajien parhaiden tietojen mukaan on kuitenkin vain yksi tutkimus, jossa tätä lähestymistapaa käytettiin SNS: n ongelmalliseen käyttöön [27] eikä mikään OP: n ongelmallisesta käytöstä.

Tämän tutkimuksen tavoite

Siksi tämän tutkimuksen tarkoituksena oli tutkia, missä määrin Internet-pelihäiriön käsitteellistäminen voidaan sovittaa SNS: n ja OP: n ongelmalliseen käyttöön. Petry et ai. (2014) [30] - jotka olivat aineen käyttöhäiriötyöryhmän jäseniä, jotka suosittelevat IGD: n sisällyttämistä DSM-5: een - julkaisivat kyselylomakkeen (Internet Gaming Disorder Questionnaire: IGDQ) IGD: n arvioimiseksi. Tässä tutkimuksessa käytimme saksankielistä versiota, jonka Jeromin, Barke ja Rief (2016) vahvistivat [31] ja mukautti sen ongelmalliseen SNS- ja OP-käyttöön muotoilemalla kohteet uudelleen (lisätietoja on kohdassa ”Toimenpiteet”). Arvioidaksemme ja arvioidaksemme, missä määrin IGD: n käsite voi tarjota hyödyllisen lähtökohdan SNS: n ja OP: n ongelmallisen käytön arvioinnille, tutkimme kahden muunnetun version, SNSDQ: n ja OPDQ: n, psykometrisiä ominaisuuksia.

Osallistujat ja menettely

Tiedot kerättiin verkkokyselyn avulla (lokakuu 2017 - tammikuu 2018). Linkki kyselyyn lähetettiin yleisiin (esim. Reddit) ja sovelluskohtaisiin Internet-foorumeihin (esim. Facebook-ryhmät), SNS: ään ja postituslistalle. Aluksi osallistujat tarkensivat, käyttävätkö he pääasiassa SNS: ää vai OP: ta ja ohjataan vastaavaan kyselylomakkeeseen (SNS / OP). Kannustimena osallistujat voisivat voittaa yhden viidestä verkkokaupan lahjakupongista (lahjakortin arvo: 20 €). Sisältökriteerit olivat: tietoinen suostumus, ikä ≥ 18 vuotta. Poissulkemisperusteet olivat: ei äidinkielenään puhuvaa (saksa), prosenttiosuus online-ajasta, joka käytettiin SNS: n / OP: n avulla ≤5%.

SNS-alinäyte

Yhteensä 939 osallistujaa täytti osallistumisperusteet. Näistä 239 (25.45%) oli suljettava pois: 228 koska heillä ei ollut tietoja SNSDQ: lle, 7 koska he eivät toimittaneet vakavia tietoja (esim. Klingon äidinkielenä) ja 4 koska heillä oli epärealistisesti nopea vastausaika ( 2 SD: tä alle keskimääräisen ajan). Loppujen lopuksi analysoitiin 700 osanottajan tiedot (taulukko XNUMX) 1).

OP-alinäyte

Yhteensä 1858 osallistujaa täytti osallistumiskriteerit. Näistä 669 (36.01%) oli suljettava pois: 630, koska heiltä puuttui tietoja OPDQ: lle, 25 koska he antoivat ilmeisen vääriä tietoja, 9 epärealistisen nopean vastauksen vuoksi ja 5 kommenttien vuoksi, jotka viittasivat epäonnistuneisiin ymmärtää kyselyä. Kahden osanäytteen (SNS / OP) tilastollisen vertailukelpoisuuden lisäämiseksi jäljelle jääneestä 700: stä otettiin 1189 osallistujan satunnainen otos. Lopuksi analysoitiin 700 osanottajan tiedot (taulukko 1).

Toimenpiteet

Sosiodemografiset tiedot

Tietoja sukupuolesta, iästä, koulutuksesta, työllisyydestä ja parisuhteesta kerättiin.

Tietoja Internetin yleisestä ja erityisestä käytöstä

Osallistujat kertoivat kuinka paljon aikaa (tuntia) he viettävät verkossa tyypillisen viikon aikana. Lisäksi he antoivat tarkkoja tietoja SNS- tai OP-käytöstä, kuten siitä, mitä SNS / OP-sivustoja he käyttävät eniten ja kuinka kauan he käyttävät SNS: ää tai OP: ta (tuntia / viikko).

Ongelmallinen käyttö

SNS: n tai OP: n ongelmallisen käytön taipumus arvioitiin SNSDQ: n ja OPDQ: n saksankielisillä versioilla. Nämä kyselylomakkeet ovat IGDQ: n muokattuja versioita. IGDQ koostuu yhdeksästä tuotteesta, jotka vastaavat IGD: n vastaavia DSM-5-kriteerejä. Sillä on kaksisuuntainen vastemuoto, joka koostuu ”ei” (0) ja ”kyllä” (1). Pisteet saadaan lisäämällä vastaukset (pisteet: 0–9). Piste ≥ 5 määriteltiin raja-arvoksi IGD-diagnoosin saamiseksi [30]. SNS: n ja OP: n mukauttamiseksi alkuperäiset tuotteet muotoiltiin uudelleen korvaamalla kaikki viittaukset online-pelaamiseen viittauksilla SNS: ään tai OP: hen. Esimerkiksi: Tunnetko levottomuutta, ärtyneisyyttä, mielialaa, vihaa, ahdistusta tai surua yrittäessäsi vähentää SNS-palvelua tai lopettaa sen käytön tai kun et pysty käyttämään SNS: ää? Sen sijaan, että "Tunnetko levottomuutta, ärtyneisyyttä, mielialaa, vihaisuutta, ahdistusta tai surua yrittäessäsi vähentää tai lopettaa pelaamista tai kun et pysty pelaamaan?"

Lyhyt Internet-riippuvuustesti

SIAT on lyhyt versio Internet-riippuvuustestistä, ja se koostuu 12 lausunnosta, jotka ilmaisevat ongelmallisen Internetin käytön mahdolliset oireet (esim. 'Kuinka usein huomaat sanovan "vain muutama minuutti lisää" online-tilassa? "[18]. Tutkimuksessamme käytimme validoitua saksankielistä versiota ja muotoilimme osat SNS: n ja OP: n käyttöön (esim. 'Kuinka usein yrität vähentää aikaa, jonka vietät verkkopornografian katseluun ja epäonnistut?'] [32]. Osallistujien on arvioitava jokaisen oireen esiintymistiheys viime viikolla 5 pisteen asteikolla välillä 1 ('ei koskaan') 5 ('hyvin usein'). Tuloksena saadussa summa-arviossa (12–60 pistettä) korkeammat pisteet osoittavat ongelmallisempaa käyttöä. Mukautettujen asteikoiden sisäiset sakeudet tässä tutkimuksessa olivat hyvät (SNS: ω = 0.88 | OP: ω = 0.88).

Lyhyt oireluettelo

Osallistujien kliinisesti merkityksellisten oireiden tunnistamiseen käytettiin lyhyttä oireiden luetteloa (BSI) saksankielistä versiota [33, 34]. BSI koostuu 53 lausunnosta, jotka ilmaisevat psykologisen kärsimyksen oireita (esim. 'Kuinka paljon sinä ahdistit viimeisten seitsemän päivän aikana tuntemalla jännitystä tai avainasemassa?'). Kohteisiin vastataan viiden pisteen asteikolla, joka vaihtelee välillä 7 ('ei lainkaan') 5: een ('erittäin'). Kokonaispisteet vaihtelevat välillä 0 ja 4, korkeammat pisteet osoittavat suurempaa ahdistusta. Sisäinen konsistenssi esillä olevissa näytteissä oli erinomainen, kun ω = 0 (SNS) ja ω = 212 (OP).

Tietojen analysointi

Tilastolliset analyysit tehtiin käyttämällä SPSS 24: ää (IBM SPSS Statistics), SPSS Amos, R-versio 3.5.1 [35] ja FACTOR kokeelliseen tekijäanalyysiin (EFA)36]. Kunkin kyselylomakkeen, SNSDQ: n ja OPDQ: n vakioeräanalyyseille laskettiin erävaikeudet ja erien kokonaissuhteet. Luotettavuuden mittana laskettiin kerroin omega tai järjestysomega (binomitietojen tapauksessa). Näitä kertoimia suositellaan tarkemmaksi vaihtoehdoksi Cronbachin alfalle, varsinkin kun oletetaan, että tau-ekvivalenssi on ristiriidassa [37,38,39,40]. Pätevyyden osalta tutkimme tekijärakenteita tekemällä EFA: ita ja vahvistavia tekijäanalyyseja (CFA). Näitä varten kukin näyte (SNS ja OP) jaettiin satunnaisesti kahteen alinäytteeseen (SNS1, SNS2 ja OP1, OP2; kukin alinäyte: n = 350). Osanäytteitä SNS1 ja OP1 käytettiin EFA: eille ja SNS2 ja OP2 CFA: ille. Kaikki muut laskelmat perustuvat kokonaisnäytteisiin. Sen testaamiseksi, erittyivätkö alinäytteet keskeisissä muuttujissa (ikä, SNSDQ / OPDQ-pisteet), suoritettiin riippumattomat t-testit. Tietojen soveltuvuuden varmistamiseksi EFA: lle käytettiin Kaiser – Meyer – Olkin-testiä (KMO) ja Bartlettin pallotestiä. SNSDQ: n ja OPDQ: n dikotomisen vastemuodon vuoksi EFA: t seurasivat Jeromin et ai. (2016) [31] ja käytti tetrakoorisia korrelaatioita syötteenä ja painottamattomia pienimpiä neliöitä arviointimenetelmänä [41]. Uutettavien tekijöiden määrä määritettiin käyttämällä Velicerin MAP-testiä [42].

CFS tehtiin SNS2: lle ja OP2: lle tekijäliuoksen testaamiseksi. Malliparametrit arvioitiin käyttämällä suurimman todennäköisyyden estimaatteja. Normaalisuusolettaman rikkomisen vuoksi Bollen-Stine Bootstrappingia sovellettiin [43]. Mallin sovituksen arvioimiseksi laskettiin vertaileva sovitusindeksi (CFI), lähentämisen neliökeskiarvo (RMSEA) ja standardoitu neliön keskimääräinen jäännösvirhe (SRMR). Hu ja Bentler (1999) mukaan [44], hyväksyttävän mallin sopivuuden raja-arvokriteerit ovat CFI> 0.95, RMSEA 0.06-0.08 ja SRMR <0.08.

Kaksivaiheiset suhteet SNSDQ- ja OPDG-pisteiden ja Internetin käytöstä yleensä kuluneen ajan, suositeltavaa sovellusta (SNS / OP) käytetyn ajan ja sIAT-pisteiden välillä testattiin Pearsonin korrelaatioilla.

Ensimmäisen osoituksen diagnoosin pätevyydestä verrattiin ongelmallisia käyttäjiä ei-ongelmallisiin käyttäjiin. IGDQ: n tapaan käyttäjät, joiden pisteet olivat vähintään 5 pistettä, luokiteltiin ongelmallisiksi käyttäjiksi ja kaikki muut käyttäjät ongelmattomiksi [30, 31]. Riippumattomat t-testit (epäyhtenäisten varianssien tapauksessa: Welchin testit) laskettiin ryhmien vertailemiseksi iän, Internetin käytön ajan, haluamansa sovelluksen käyttämisen ja sIAT- ja BSI-pisteiden perusteella. Erilaisten ryhmäkokojen vuoksi Hedges g ilmoitetaan vaikutuksen koon mittana [45]. Vaikutus g = 0.20 pidetään pienenä, g = 0.50 väliaineena ja g = 0.80 yhtä suuri [45].

SNS, OP ja Internetin käyttö

SNS

Osallistujat käyttivät Internetiä keskimäärin 20.9 ± 14.8 h / viikko ja SNS: itä 9.4 ± 10 h / viikko (44% koko online-ajasta), Facebook oli suosituin SNS (n = 355; 50.7%), jota seuraa Instagram (n = 196; 28%) ja YouTube (n = 74; 10.6%). Keskimääräiset SNSDQ- ja sIAT-pisteet olivat 1.2 ± 1.5 ja 23.6 ± 7.3 pistettä. Kaiken kaikkiaan 24 osallistujalla (3.4%) SNSDQ-pisteet olivat ≥5 pistettä ja olivat siten ongelmallisen käytön raja-arvon yläpuolella (ks. 1 yksityiskohtia varten). Kaikkien osallistujien keskimääräinen BSI-kokonaispistemäärä oli 9.8 ± 16.7.

Prosenttiosuus osallistujista, jotka täyttävät muokatun IGDQ: n (SNS ja OP) erilaiset kriteerit

Täysikokoinen kuva

OP

Osallistujat käyttivät Internetiä keskimäärin 21.9 ± 15.6 h / viikko ja kuluttivat OP: ta 3.9 ± 6.1 h / viikko (18.9% koko online-ajasta). Suosituin OP-muoto oli videot (n = 351; 50.1%), jota seuraa kuvat (n = 275; 39.3%) ja verkkokamerat (n = 71; 10.1%). Keskimääräiset OPDG- ja sIAT-pisteet olivat 1.5 ± 1.7 ja 22.3 ± 7.9. Yhteensä 50 osallistujaa (7.1%) saavutti OPDQ-pistemäärän ≥ 5 pisteen raja-arvon yläpuolella (katso kuva. 1 yksityiskohtia varten). Kaikkien osallistujien keskimääräinen BSI-pisteet olivat 25.6 ± 27.6.

Kohde-analyysi ja sisäinen johdonmukaisuus

Tuoteanalyysien tulokset on esitetty taulukoissa 2 ja 3.

SNS

SNS-versiossa kohdalla 7 oli pienin merkintä (myöntävien vastausten lukumäärä (naa) = 21), kun taas kohdalla 6 oli korkein (naa = 247). Tämä tarkoittaa kohteen vaikeutta p_i = 0.03 (kohta 7) ja p_i = 0.35 (kohta 6), vaikeusaste keskimäärin kaikissa kohteissa p_i = 0.13. Korjattu erä – kokonaiskorrelaatiot vaihtelivat välillä r_ITC = 0.28 (kohta 3) - r_ITC = 0.39 (kohdat 4, 5 ja 6), keskiarvon ollessa r_itc = 0.36. Sisäinen johdonmukaisuus oli ω_{järjestysluku} = 0.89, ja asteikko ei olisi hyötynyt minkään kohteen poistamisesta.

OP

Kyselylomakkeen OP-versiossa kohdalla 9 (naa = 24) oli alin hyväksymisaste, kun taas kohdalla 7 korkein (naa = 286). Keskimääräinen tuotteen vaikeus oli p_i = .17, kun kohta 9 on eniten (p_i = 0.03) ja kohta 7 (p_i = 0.41) vähiten vaikea. Korjattu erä – kokonaiskorrelaatiot vaihtelivat välillä r_ITC = 0.29 (kohta 7) ja r_ITC = 0.47 (kohta 5), ​​keskimääräinen korjattu erä - kokonaiskorrelaatio r_ITC = 0.38. Sisäinen johdonmukaisuus oli ω_{järjestysluku} = 0.88. Kohteiden poistaminen ei olisi lisännyt sisäistä johdonmukaisuutta.

Tekijärakenne

Alinäytteet (SNS1 vs. SNS2; OP1 vs. OP2) eivät eronneet iän, sukupuolen, Internetin käytön, SNS / OP-käytön, sIAT-, SNSDQ / OPDQ- ja BSI-pisteiden välillä (ks. Liite).

SNS

Bartlettin pallotesti (Χ² = 407.4, df = 36, p <0.001) sekä KMO-kriteeri (0.74) osoittivat, että tiedot olivat sopivia EFA: lle. Velicerin MAP-testi suositteli yhden tekijän uuttamista. Tämä tekijä selitti 52.74% kokonaisvarianssista. Kerroinkuormitukset vaihtelivat välillä 0.54 (kohta 3) ja 0.78 (kohta 9) (taulukko 2). CFA, jossa oli alinäyte SNS2, laskettiin yhden tekijän ratkaisun testaamiseksi. Sovitusindeksit olivat CFI = 0.81, RMSEA = 0.092 [CI = 0.075 - 0.111] ja SRMR = 0.064 (reittikaavio, katso kuva. 2).

Reittikaavio vahvistavan tekijän analyysille alinäytteellä SNS2 (n = 350). Kaikki reittikertoimet ovat standardoituja ja tilastollisesti merkitseviä (p <0.001)

Täysikokoinen kuva

OP

Bartlettin pallotesti (Χ² = 455.7, df = 36, p <0.001) ja KMO-kriteeri (0.80) osoittivat, että tiedot olivat sopivia EFA: lle, ja MAP-testi ehdotti yhden tekijän ratkaisua. Uutettu tekijä selitti 53.30% kokonaisvarianssista. Kohteilla 3 ja 7 oli pienimmät tekijäkuormitukset (0.52), kun taas nimikkeellä 9 korkeimmat (0.93) (taulukko 3). Yhden tekijän ratkaisu testattiin CFA: lla (alinäyte: OP2). Mallin sopivuusindeksit olivat CFI = 0.87, RMSEA = 0.080 [CI = 0.062–0.099] ja SRMR = 0.057 (reittikaavio, katso kuvio. 3).

Polkukaavio vahvistavaan tekijäanalyysiin alinäytteellä OP2 (n = 350). Kaikki reittikertoimet ovat standardoituja ja tilastollisesti merkitseviä (p <0.001)

Täysikokoinen kuva

Korrelaatiot SNS / OP / Internet-käytön ja sIAT-pisteiden kanssa

SNS

SNSDQ-pisteet korreloivat SNS-käyttöajan kanssa (r = 0.32, s 0.01), viikoittainen Internet-käyttöaika (r = 0.16, s 0.01) ja sIAT-pisteet (r = 0.73, s 0.01).

OP

OPDQ-pisteet korreloivat OP-käyttöajan kanssa (r = 0.22, p <0.01) ja hyvin heikosti Internetin käyttöajan viikossa (r = 0.08, p <0.05). Korkein korrelaatio havaittiin sIAT-pisteiden kanssa (r = 0.72, p <0.01).

Vertailu henkilöihin, joilla on ongelmallista ja ei-ongelmallista SNS / OP-käyttöä

SNS

Verrattuna ongelmattomiin käyttäjiin ongelmalliset SNS-käyttäjät käyttivät SNS: ää paljon enemmän ja heillä oli korkeammat sIAT-pisteet. He näyttivät kokeneen myös enemmän psykopatologista kärsimystä, mutta eron vaikutuksen suuruudesta huolimatta tämä oli vain taipumus (p = 0.13). Katso lisätietoja taulukosta 4.

OP

Verrattuna ongelmattomiin käyttäjiin ongelmallisiksi OP-käyttäjiksi todetut osallistujat viettivät enemmän aikaa Internetissä yleensä ja enemmän aikaa OP: n käytössä, heillä oli paljon korkeammat sIAT-pisteet ja heillä oli enemmän psykopatologisia ahdistuksia (taulukko 4).

Tässä tutkimuksessa sovitimme IGDQ: n saksankielisen version SNS: ien ja OP: n käyttöön ja arvioimme muokattujen versioiden psykometriset ominaisuudet selvittääkseen, missä määrin IGD-kriteerit soveltuvat arvioimaan SNS: n ja OP: n ongelmallista käyttöä.

Tuote-analyysi

Kohteiden keskimääräinen suositus oli alhainen molemmissa kyselylomakkeissa, mikä on odotettua ja toivottavaa, koska tarkistusluetteloissa arvioidaan ongelmallisen käytön kriteereitä ei-kliinisessä näytteessä. SNS: n kohdalla suosituin kohta 6 koskee viivytystä. Tämä vaikuttaa uskottavalta, koska SNS: ää käytetään usein viivyttämään [46, 47]. Kohde 7 (pettää / peitellä) sai vähiten hyväksyntää, mikä vaikuttaa myös kohtuulliselta, kun otetaan huomioon, että monet ihmiset käyttävät SNS: ää päivittäin ja sosiaalisesti hyväksytyllä tavalla, mikä tekee siitä valheellisesta tarpeettomaksi [12]. OP: n kohdalla 7 (pettää / peitellä) oli suurin merkintä. Näin voi olla, koska OP: n sosiaalinen hyväksyntä on melko heikkoa, vaikka sitä käytetäänkin rennosti, ja monet ihmiset saattavat tuntea noloa siitä [48]. Pienin hyväksyntä annettiin kohtaan 9, mikä vaikuttaa kohtuulliselta, koska se merkitsee vakavia seurauksia (riski / suhteiden menetys / mahdollisuudet). Korjatut erät – kokonaiskorrelaatiot olivat keskimääräisiä molemmissa kyselylomakkeissa ja yli r_ITC = 0.30 [43]. Ainoat poikkeukset olivat SNS: n kohta 3 ja OP: n kohta 7. Kohdassa 3 viitataan suvaitsevaisuuteen, joka on tyypillinen päihteiden väärinkäyttö, mutta näyttää olevan vaikeampi soveltaa SNS-palveluiden yhteydessä [49]. Kohteen 7 (OP) alhainen korjattu kohteen ja kokonaiskorrelaatio näyttää kohtuulliselta, koska kuten keskusteltiin, OP: n käyttö voi yleensä liittyä hämmennykseen, joten muiden pettäminen käyttäjän käytöstä ei tee hyvää eroa ongelmallisten ja ongelmattomien käyttäjien välillä.

Luotettavuus

SNSDQ: lla ja OPDG: llä oli hyvät sisäiset konsistenssit (SNS: ω_{järjestysluku} = 0.89; OP: ω_{järjestysluku} = 0.88). Tulokset ovat verrattavissa muihin kyselylomakkeisiin, joissa mitataan ongelmallista SNS: ää (esim. Bergenin sosiaalisen median asteikko: α = 0.88) tai OP-käyttöä (esim. SIAT-sukupuoli: α = 0.88) [16, 20].

Voimassaolo

EFA: n aikana otettiin yksi tekijä SNS: lle sekä kyselylomakkeen OP-versiolle. Tämä vastaa alkuperäisen IGDQ: n tulosta [31]. Kohdassa 3 oli pienin tekijäkuormitus molemmissa versioissa, luultavasti siksi, että toleranssikriteeri ei sovi kovin hyvin SNS: n ja OP: n kontekstiin. Loppujen lopuksi suvaitsevaisuuskriteeri sai alkunsa päihderiippuvuuksista. Tässä yhteydessä sen merkitys määriteltiin paljon selkeämmin kuin OP: n, SNS: n tai itse asiassa online-pelaamisen ongelmallisen käytön suhteen, jonka hyödyllisyydestä keskustellaan myös kiistanalaisesti (varten: [30, 50] | contra: [51, 52]). OP-versiossa kohdassa 7 (pettää / peitellä) oli myös pienempi kerroinkuormitus kuin muilla. Tämä heijastaa edellä esitettyä väitettä siitä, miksi kohde ei ole niin hyödyllinen ongelmallisten ja ei-ongelmallisten käyttäjien erottamisessa (37.4% ei-ongelmallisista ja 86% ongelmallisista käyttäjistä kannatti sitä). Tämä osoittaa, että peitekäyttäytyminen ei nimenomaisesti liity OPDG: n mittaamaan ongelmalliseen liikakäyttöön, vaan todennäköisesti sosiaaliseen asenteeseen OP: ta kohtaan yleensä.

Kaiken kaikkiaan CFA-tutkimusten tulokset viittasivat siihen, että molempien kyselylomakkeiden yhden tekijän ratkaisut ovat kyseenalaisia ​​eivätkä ne sovi hyvin. Vaikka SRMR oli hyvä molemmille malleille, CFI ja RMSEA olivat raja-arvojen alapuolella ja vastaavasti. Kuten EFA: ssa, SNS: n kohdassa 6 ja OP: n kohdassa 7 oli erityisen alhaiset kertoimet. Tämä tarkoittaa, että niiden korrelaatio vastaavaan kokonaisasteikoon on pieni ja vastaavasti niiden korrelaatio ongelmalliseen käyttökäyttäytymiseen on pieni. Vaikka tämä ei välttämättä aiheuta ongelmaa, on tärkeää, että myöhemmissä tutkimuksissa tarkistetaan, pitäisikö näitä kohteita tarkistaa, painottaa eri tavoin vai jopa poistaa.

Molemmat kyselylomakkeet korreloivat vahvasti vastaavien sIAT-versioiden kanssa, mikä osoittaa hyvän lähentymisen. SNS-versio osoitti pieniä ja keskisuuria korrelaatioita yleisen Internet-käytön ja SNS-käyttöajan (viikossa) kanssa. OP-versio osoitti myös pienen korrelaation OP-käyttöaikaan (viikossa). Ongelmallisen käytön ja vastaavan sovelluksen käyttämiseen kuluneen ajan korrelaatioiden koko on jatkuvasti raportoitujen rajoissa [53,54,55].

SNSDQ: n ja OPDQ: n diagnostisen validiteetin arvioimiseksi verrattiin ensin havaittuja esiintyvyyslukuja muihin tutkimuksiin. SNS-palveluissa 3.4% osallistujista ylitti raja-arvon, ja OP: n osalta 7.1% täytti ongelmallisen käytön kriteerit. Vaikka esiintyvyysasteiden vertaaminen on vaikeaa erilaisten diagnostisten instrumenttien vuoksi, täällä löydetyt hinnat ovat verrattavissa joihinkin olemassa olevaan kirjallisuuteen. Tutkimuksessaan unkarilaisten nuorten kansallisesta edustavasta otoksesta Bányai et ai. (2017) [3] havaitsi 4.5 prosentin esiintyvyyden ongelmallisessa SNS-käytössä. OP: n ongelmallisesta käytöstä Giordano ja Cashwell (2017) [55] ilmoitti 10.3 prosentin esiintyvyyden amerikkalaisten opiskelijoiden ja Rossin ja hänen kollegoidensa otoksessa (2012) [15] löysi 7.6 prosentin roolin ruotsalaisten aikuisten otoksessa.

On tärkeää huomata, että diagnoosia ei voida tehdä näiden instrumenttien avulla. Ensinnäkään DSM-5 tai ICD-11 eivät sisällä diagnooseja OP: n tai SNS: n ongelmalliselle käytölle. Toiseksi, vaikka he tekisivätkin, asiantuntijan kliininen haastattelu olisi tarpeen sen varmistamiseksi, että kliinisesti merkittäviä ahdistuneisuutta ja toimintahäiriöitä esiintyy ja ettei poissulkemisperusteita ole yksittäistapauksessa, mikä on edellytys psykiatriselle diagnoosille. Tällaista riippumatonta kliinistä arviointia ei kerätty tässä tutkimuksessa, joten emme voi määrittää, olisiko raja-arvon yläpuolella oleville henkilöille syytä diagnosoida. Pidämme heitä kuitenkin mahdollisina ehdokkaina tällaiseen diagnoosiin. Diagnostiikkakelpoisuuden jatkotutkimiseksi verrattiin käyttäjiä raja-arvon ylä- ja alapuolelle ja havaittiin merkittäviä eroja. Ongelmalliset käyttäjät viettivät enemmän aikaa verkossa viikossa (vain OP: lle) ja käyttivät haluamaansa sovellusta pidempään. Vaikka pitempi käyttöaika ei ole riittävä kriteeri ongelmallisen käytön päättelemiseksi, useissa tutkimuksissa on havaittu - vaikkakin heikko - korrelaatio käyttöajan ja ongelmallisen käytön välillä [53,54,55]. Lisäksi ongelmallisilla käyttäjillä oli paljon korkeammat sIAT-pisteet ja he näyttivät kokevan korkeampaa psykologista kärsimystä (vain OP: n kohdalla). Kaiken kaikkiaan näitä tuloksia - varsinkin suuria eroja tase-erien kokonaispisteiden välillä ongelmallisten toimenpideohjelmien käyttäjien tapauksessa - voidaan pitää instrumenttien perusteiden pätevyyden ensimmäisinä indikaattoreina ja ehdottaa, että IGD-kriteerit saattavat olla sopivia yksilöiden tunnistamiseksi SNS: n tai OP: n ongelmallinen käyttö [56].

Rajoitukset

Tutkimusta on tarkasteltava sen rajoitusten valossa. Yksi rajoitus on, että testattiin vain aikuisia osallistujia, vaikka erityisesti nuoret käyttävät usein SNS: ää [3]. Rajoitus on myös se, että kaikki osallistujat eivät vastanneet kaikkiin ongelmakäyttöä koskeviin kyselyihin (SNS, OP ja IGD). Tämä olisi mahdollistanut yksityiskohtaisemman tutkimuksen vastaavien sovellusten ongelmallisen käytön päällekkäisyydestä. Lisäksi kerättiin vain itse ilmoittamia tietoja, jotka ovat alttiita ennakkoluulovaikutuksille, kuten sosiaaliselle toivottavuudelle tai yleisen menetelmän varianssille. Lisäksi niihin ei sisältynyt kliinistä arviointia. Ottaen huomioon, että itseraportin tarkistuslistojen tarkoituksena on tunnistaa ongelmalliset käyttäjät, jatkotutkimuksissa tulisi tutkia niiden pätevyys näytteillä henkilöistä, joiden kliinikoiden on arvioitu osoittavan ongelmallista käyttöä kliinisesti merkityksellisessä mielessä. Lisäksi on tärkeää huomata, että diagnoosin kriteereistä, kohteiden lukumäärästä tai raja-arvoista ei ole sovittu. Emme aio ehdottaa mitään argumentteja siitä, antaisiko nämä käyttäytymismallit "häiriön" aseman. Pyrimme pikemminkin edistämään tutkimusta SNS: n ja OP: n ongelmallisen käytön tunnistamiseksi tarjoamalla yhteinen väline, joka voi auttaa vertailevassa arvioinnissa, ja ehdotamme tämän välineen käyttöä yhteisenä lähtökohtana tällaisille tutkimuksille, muuttamalla niitä, koska lisätutkimukset viittaavat tähän .

Koska jotkut testattujen kyselylomakkeiden psykometriset parametrit eivät ole tyydyttäviä, näyttää siltä, ​​että IGD-kriteereitä ei voida yksinkertaisesti siirtää SNS / OP: n ongelmalliseen käyttöön. Tästä huolimatta kokonaistuloksemme osoittavat, että tämä on lupaava lähtökohta ja tukevat mukautettujen IGD-kriteerien käyttämisen toimivuutta kehyksenä ongelmallisen SNS / OP-käytön arvioimiseksi. Tämä tutkimus osallistuu tutkimukseen, joka koskee ongelmallisen SNS- ja OP-käytön näkökohtien mittaamista, ja se voi olla ensimmäinen askel kohti standardoitua arviointia ja myötävaikuttaa näiden uusien rakenteiden tutkimuksiin. Tulevan tutkimuksen tulisi tutkia edelleen DSM-5-kriteerien hyödyllisyys IGD: lle SNS / OP-käytön yhteydessä.

Tämän tutkimuksen aikana käytetyt ja / tai analysoidut aineistot ovat saatavissa vastaavalta kirjoittajalta kohtuullisesta pyynnöstä.

BSI:

Lyhyt oireluettelo

CFA:

Vahvistava tekijäanalyysi

CFI:

Vertaileva sovitusindeksi

CI:

Luottamusväli

DSM-5:

Psyykkisten häiriöiden diagnostiikka- ja tilastokäsikirja

EFA:

Tutkiva tekijäanalyysi

IGD:

Internet-pelihäiriö (IGD)

KMO:

Kaiser – Meyer – Olkin

NAA:

Myönteisten vastausten lukumäärä

OP:

Online-pornografia

OPDQ:

Online-pornografian häiriökysely

RMSEA:

Lähentämisen neliökeskivirhe

IAT:

Lyhyt Internet-riippuvuustesti

SNS:

Sosiaalisen median sivustot

SNSDQ:

Sosiaalisen verkostoitumisen sivustojen häiriökysely

SRMR:

Vakioitu keskimääräinen neliöjäännös