Une approche psychométrique des évaluations de l'utilisation problématique de la pornographie en ligne et des sites de réseautage social basée sur les conceptualisations du trouble du jeu sur Internet (2020)

Contexte

L'utilisation problématique des jeux en ligne, des sites de réseautage social (SNS) et de la pornographie en ligne (OP) est un problème en évolution. Contrairement à l'utilisation problématique du SNS et de l'OP, le trouble du jeu sur Internet (IGD) a été inclus dans la nouvelle édition du Manuel diagnostique et statistique des troubles mentaux (DSM-5) comme condition pour une étude plus approfondie. La présente étude a adapté les critères de l'IGD à l'utilisation problématique du SNS et de l'OP en modifiant un questionnaire validé pour l'IGD (Internet Gaming Disorder Questionnaire: IGDQ) et en étudiant les propriétés psychométriques des versions modifiées, SNSDQ et OPDQ.

Méthodologie

Deux échantillons en ligne (SNS: n = 700, 25.6 ± 8.4 ans, 76.4% de femmes; OP: n = 700, 32.9 ± 12.6 ans, 76.7% d'hommes) ont complété le SNSDQ / OPDQ, le Bref inventaire des symptômes (BSI) et le court test de dépendance à Internet (sIAT) et ont fourni des informations sur leur utilisation du SNS / OP. Des analyses d'item standard et de fiabilité, des analyses factorielles exploratoires et confirmatoires et des corrélations avec le SIAT ont été calculées. Les utilisateurs problématiques et non problématiques ont été comparés.

Résultats

Les consistances internes étaient ω_ordinal = 0.89 (SNS) et ω_ordinal = 0.88 (OP). Les analyses factorielles exploratoires ont extrait un facteur pour les deux questionnaires. Des analyses factorielles de confirmation ont confirmé les résultats. Les scores SNSDQ / OPDQ étaient fortement corrélés avec les scores sIAT et modérément avec le temps d'utilisation SNS / OP. Parmi les utilisateurs, 3.4% (SNS) et 7.1% (OP) se situaient au-dessus du seuil pour une utilisation problématique. Les utilisateurs problématiques avaient des scores sIAT plus élevés, utilisaient les applications plus longtemps et éprouvaient plus de détresse psychologique.

Conclusion

Dans l'ensemble, les résultats de l'étude indiquent que l'adaptation des critères IGD est une approche prometteuse pour mesurer l'utilisation problématique de SNS / OP.

En 2017, 3.5 milliards de personnes ont utilisé Internet [1]. Parmi les nombreuses façons de l'utiliser, les jeux en ligne, les sites de réseautage social (SNS) et la pornographie en ligne (OP) sont particulièrement populaires. Toutes ces applications sont à l'étude, car leur utilisation problématique semble être liée à la détresse psychologique et aux problèmes de travail, de rendement scolaire et de relations interpersonnelles [2,3,4,5,6,7]. Avec son inscription à l’annexe de la cinquième édition de la Manuel diagnostique et statistique des troubles mentaux (DSM-5), Trouble du jeu sur Internet (IGD) a été reconnu comme un trouble justifiant une enquête plus approfondie [8]. C'était la première étape vers la définition de critères normalisés pour cela. Les 9 critères sont basés sur ceux des troubles liés à l'usage de substances et des troubles du jeu et doivent être remplis au cours des 12 derniers mois: (1) préoccupation pour le jeu, (2) retrait en cas d'impossibilité de jouer, (3) tolérance, (4) échec pour arrêter / réduire la quantité de jeux, (5) abandonner d'autres activités en faveur des jeux, (6) continuer à jouer malgré les problèmes, (7) tromper les autres sur sa quantité, (8) jouer pour échapper à des humeurs adverses et (9 ) mettant en péril une relation importante, une occupation ou des études en raison du jeu.

Bien que l'IGD ait été inclus dans le DSM-5 comme condition pour une étude plus approfondie, l'utilisation problématique des SNS et des OP ne l'était pas. Petry et O'Brien (2013) [9] soutiennent qu'il y a un manque de preuves empiriques et une incohérence dans les études sur ces questions (SNS et OP). Néanmoins, un débat est en cours sur l'existence, la classification et le diagnostic de l'utilisation problématique d'applications Internet spécifiques telles que les SNS ou les OP [10] et un nombre croissant d'études indiquent la pertinence d'une utilisation problématique du SNS et de l'OP [3, 5, 11, 12], notamment en raison de leur association avec des niveaux accrus de détresse psychologique. Cela peut même inclure des symptômes de troubles psychiatriques comme la dépression, les troubles anxieux, le déficit de l'attention et le trouble d'hyperactivité ou le trouble obsessionnel-compulsif [2, 11, 13,14,15].

Évaluation de l'utilisation problématique de SNS et OP

Il existe un certain nombre d'instruments de diagnostic différents pour évaluer une utilisation problématique du SNS et de l'OP. La plupart d'entre eux sont basés sur les critères diagnostiques des dépendances comportementales (SNS: par exemple Bergen Social Media Addiction Scale [16] | OP: par exemple, échelle de consommation de pornographie problématique [17]) ou le test de dépendance à Internet [18] (SNS: par exemple, tendances à la dépendance à l'échelle des SNS [19] | OP: sIAT-sexe [20]). Notez qu'il ne s'agit en aucun cas d'une énumération exhaustive de tous les instruments de diagnostic. Pour un aperçu détaillé, voir Andreassen (2015) [2] pour SNS et Wéry & Billieux (2017) [21] pour OP. Il n'y a pas de pénurie d'instruments bien validés, mais les problèmes suivants demeurent: (i) différentes conceptualisations théoriques de l'utilisation problématique de SNS et OP avec la conséquence (ii) qu'aucun critère unifié et standardisé n'est disponible pour évaluer l'utilisation problématique des trois les applications en ligne spécifiques les plus importantes (Gaming, SNS, OP) de manière comparative.

Le modèle théorique le plus récent pour des troubles spécifiques de l'utilisation d'Internet est le modèle I-PACE [22]. Il est basé sur des résultats empiriques et intègre des considérations théoriques antérieures d'autres modèles dans le domaine des dépendances comportementales, comme le modèle du syndrome [23] ou le modèle des composants de la dépendance [24]. Le modèle I-PACE émet l'hypothèse que l'étiologie de l'utilisation problématique est similaire pour différentes applications Internet. Par conséquent, il suggère l'application de critères diagnostiques uniformes à toutes les applications, normalisant ainsi les critères diagnostiques et permettant des comparaisons de leurs taux de prévalence. Étant donné que l'American Psychiatric Association a déjà proposé des critères normalisés pour l'IGD, elle se propose d'appliquer ces critères à l'utilisation problématique d'autres applications Internet et plusieurs chercheurs sont d'accord avec cette approche [25,26,27]. Certaines études ont déjà utilisé cette approche pour développer des outils psychométriques pour évaluer l'utilisation problématique d'Internet [26, 28, 29] Cependant, à la connaissance des auteurs, une seule étude a utilisé cette approche pour l'utilisation problématique du SNS [27] et aucun pour l'utilisation problématique de l'OP.

Objectif de la présente étude

Par conséquent, l'objectif de cette étude était d'examiner dans quelle mesure la conceptualisation du trouble du jeu sur Internet peut être adaptée à l'utilisation problématique du SNS et de l'OP. Petry et al. (2014) [30] - qui étaient membres du groupe de travail sur les troubles liés à l'usage de substances qui recommandent d'inclure l'IGD dans le DSM-5 - a publié un questionnaire (Internet Gaming Disorder Questionnaire: IGDQ) pour évaluer l'IGD. Pour cette étude, nous avons utilisé la version allemande, qui a été validée par Jeromin, Barke et Rief (2016) [31] et l'a adapté pour une utilisation problématique de SNS et OP en reformulant les éléments (pour plus de détails, voir la section «Mesures»). Afin d'évaluer et d'évaluer dans quelle mesure le concept de l'IGD peut fournir un point de départ utile pour l'évaluation de l'utilisation problématique du SNS et de l'OP, nous avons étudié les propriétés psychométriques des deux versions modifiées, le SNSDQ et l'OPDQ.

Participants et procédure

Les données ont été collectées via une enquête en ligne (octobre 2017 - janvier 2018). Le lien vers le questionnaire a été affiché sur les forums Internet généraux (par exemple, Reddit) et spécifiques à l'application (par exemple, les groupes Facebook), les SNS et les listes de diffusion. Au départ, les participants ont précisé s'ils utilisaient principalement SNS ou OP et ont été redirigés vers le questionnaire correspondant (SNS / OP). En guise d'incitation, les participants pouvaient gagner l'un des cinq chèques-cadeaux pour une boutique en ligne (valeur du bon: 20 €). Les critères d'inclusion étaient les suivants: consentement éclairé, âge ≥ 18 ans. Les critères d'exclusion étaient les suivants: aucun locuteur natif (allemand), pourcentage de temps en ligne consacré à l'utilisation de SNS / OP ≤5%.

Sous-échantillon SNS

Au total, 939 participants ont rempli les critères d'inclusion. Parmi ceux-ci, 239 (25.45%) ont dû être exclus: 228 parce qu'il manquait des données pour le SNSDQ, 7 parce qu'ils n'avaient pas fourni d'informations sérieuses (par exemple le klingon comme langue maternelle) et 4 parce qu'ils avaient un temps de réponse trop rapide ( 2 SD en dessous du temps moyen). Au final, les données de 700 participants ont été analysées (tableau 1).

Sous-échantillon OP

Un total de 1858 participants ont répondu aux critères d'inclusion. Parmi ceux-ci, 669 (36.01%) ont dû être exclus: 630 parce qu'il manquait des données pour l'OPDQ, 25 parce qu'ils avaient manifestement fourni de fausses informations, 9 en raison d'un temps de réponse irréaliste et 5 en raison de commentaires suggérant qu'ils n'avaient pas réussi à comprendre l'enquête. Pour accroître la comparabilité statistique des deux sous-échantillons (SNS / OP), un échantillon aléatoire de 700 participants a été tiré des 1189 restants. Enfin, les données de 700 participants ont été analysées (tableau 1).

Les mesures

Informations sociodémographiques

Des informations sur le sexe, l'âge, l'éducation, l'emploi et le statut relationnel ont été collectées.

Informations sur l'utilisation générale et spécifique d'Internet

Les participants ont indiqué combien de temps (heures) ils passent en ligne au cours d'une semaine typique. En outre, ils ont fourni des informations spécifiques concernant leur utilisation SNS ou OP, tels que les sites SNS / OP qu'ils utilisent principalement et la durée d'utilisation des SNS ou OP (heures / semaine).

Utilisation problématique

La tendance à l'utilisation problématique du SNS ou de l'OP a été évaluée avec les versions allemandes du SNSDQ et de l'OPDQ. Ces questionnaires sont des versions modifiées de l'IGDQ. L'IGDQ se compose de neuf éléments, qui reflètent les critères DSM-5 correspondants pour l'IGD. Il a un format de réponse dichotomique composé de «non» (0) et «oui» (1). Le score est obtenu en ajoutant les réponses (plage de score: 0–9). Un score ≥ 5 a été défini comme le seuil de réception d'un diagnostic d'IGD [30]. Pour son adaptation concernant SNS et OP, les éléments originaux ont été reformulés en remplaçant toutes les références aux jeux en ligne par des références à SNS ou OP. Par exemple, «Vous sentez-vous agité, irritable, de mauvaise humeur, en colère, anxieux ou triste lorsque vous essayez de réduire ou d'arrêter d'utiliser le SNS ou lorsque vous ne pouvez pas utiliser le SNS? au lieu de «Vous sentez-vous agité, irritable, de mauvaise humeur, en colère, anxieux ou triste lorsque vous essayez de couper ou d'arrêter de jouer ou lorsque vous êtes incapable de jouer?

Test de dépendance à Internet court

Le sIAT est une version courte du test de dépendance à Internet et se compose de 12 déclarations exprimant les symptômes possibles d'une utilisation problématique d'Internet (par exemple, «À quelle fréquence vous trouvez-vous en train de dire« quelques minutes de plus »lorsque vous êtes en ligne?»)18]. Pour notre étude, nous avons utilisé la version allemande validée et reformulé les éléments pour une utilisation SNS et OP (par exemple, `` À quelle fréquence essayez-vous de réduire le temps que vous passez à regarder de la pornographie en ligne et d'échouer? '') [32]. Les participants doivent évaluer la fréquence à laquelle ils ont éprouvé chaque symptôme au cours de la dernière semaine sur une échelle de 5 points allant de 1 («jamais») à 5 («très souvent»). Dans le score total obtenu (12–60 points), des scores plus élevés indiquent une utilisation plus problématique. Les consistances internes des échelles adaptées dans la présente étude étaient bonnes (SNS: ω = 0.88 | OP: ω = 0.88).

Bref inventaire des symptômes

La version allemande du Brief Symptom Inventory (BSI) a été utilisée pour identifier les symptômes cliniquement pertinents des participants [33, 34]. Le BSI se compose de 53 déclarations exprimant des symptômes de détresse psychologique (par exemple, «Au cours des 7 derniers jours, à quel point avez-vous été en détresse en vous sentant tendu ou nerveux?»). Les réponses sont données sur une échelle de 5 points allant de 0 («pas du tout») à 4 («extrêmement»). Le score total varie entre 0 et 212, des scores plus élevés indiquant un niveau de détresse plus élevé. La cohérence interne dans les présents échantillons était excellente, avec ω = 0.96 (SNS) et ω = 0.96 (OP).

L'analyse des données

Des analyses statistiques ont été effectuées à l'aide de SPSS 24 (IBM SPSS Statistics), SPSS Amos, R version 3.5.1 [35] et FACTOR pour l'analyse factorielle exploratoire (ALE) [36]. Pour les analyses des items standard pour chaque questionnaire, le SNSDQ et l'OPDQ, les difficultés des items et les corrélations item-total ont été calculées. Comme mesure de fiabilité, le coefficient oméga ou oméga ordinal (dans le cas de données binominales) a été calculé. Ces coefficients sont recommandés comme une alternative plus précise à l'alpha de Cronbach, surtout lorsque l'hypothèse d'équivalence tau est violée [37,38,39,40]. En ce qui concerne la validité, nous avons étudié les structures factorielles en effectuant des AGE et des analyses factorielles confirmatoires (CFA). Pour ceux-ci, chaque échantillon (SNS et OP) a été divisé au hasard en deux sous-échantillons (SNS1, SNS2 et OP1, OP2; chaque sous-échantillon: n = 350). Les sous-échantillons SNS1 et OP1 ont été utilisés pour les EFA et SNS2 et OP2 pour les CFA. Tous les autres calculs sont basés sur le total des échantillons. Pour tester si les sous-échantillons différaient au niveau des variables clés (âge, score SNSDQ / OPDQ), des tests t indépendants ont été réalisés. Pour vérifier l'adéquation des données à l'EFA, le test de Kaiser – Meyer – Olkin (KMO) et le test de sphéricité de Bartlett ont été utilisés. En raison du format de réponse dichotomique du SNSDQ et de l'OPDQ, les AGE suivaient Jeromin et al. (2016) [31] et utilisé les corrélations tétrachoriques comme entrée et les moindres carrés non pondérés comme méthode d'estimation [41]. Le nombre de facteurs à extraire a été déterminé à l'aide du test MAP de Velicer [42].

Un CFA a été effectué sur SNS2 et OP2 pour tester la solution de facteur. Les paramètres du modèle ont été estimés à l'aide d'estimations du maximum de vraisemblance. En raison de la violation de l'hypothèse de normalité, Bollen-Stine Bootstrapping a été appliqué [43]. Pour évaluer l'ajustement du modèle, l'indice d'ajustement comparatif (CFI), l'erreur quadratique moyenne d'approximation (RMSEA) et le résidu quadratique moyen normalisé (SRMR) ont été calculés. Selon Hu et Bentler (1999) [44], les critères de coupure pour un ajustement de modèle acceptable sont un CFI de> 0.95, un RMSEA entre 0.06 et 0.08 et un SRMR de <0.08.

Les relations bivariées entre les scores SNSDQ et OPDG et le temps passé à utiliser Internet en général, le temps passé à utiliser l'application préférée (SNS / OP) et les scores sIAT ont été testés avec les corrélations de Pearson.

Pour donner une première indication de la validité du diagnostic, nous avons comparé les utilisateurs problématiques aux utilisateurs non problématiques. De manière similaire à l'IGDQ, les utilisateurs avec un score ≥ 5 points ont été classés comme utilisateurs problématiques et tous les autres utilisateurs comme non problématiques [30, 31]. Des tests t indépendants (dans le cas de variances inégales: tests de Welch) ont été calculés pour comparer les groupes concernant l'âge, le temps passé à utiliser Internet, le temps passé à utiliser leur application préférée et les scores sIAT et BSI. En raison de la taille inégale des groupes, Hedges ' g est rapporté comme une mesure de la taille de l'effet [45]. Un effet de g = 0.20 est considéré comme petit, g = 0.50 comme moyen et g = 0.80 aussi grand [45].

Utilisation de SNS, OP et Internet

SNS

Les participants ont utilisé Internet en moyenne pendant 20.9 ± 14.8 h / semaine et les SNS pendant 9.4 ± 10 h / semaine (44% du temps total en ligne), Facebook étant le SNS le plus populaire (n = 355; 50.7%), suivi d'Instagram (n = 196; 28%) et YouTube (n = 74; 10.6%). Les scores moyens SNSDQ et sIAT étaient de 1.2 ± 1.5 et 23.6 ± 7.3 points. Dans l'ensemble, 24 participants (3.4%) avaient un score SNSDQ ≥ 5 points et se situaient donc au-dessus du seuil d'utilisation problématique (voir Fig. 1 pour plus de détails). Le score total moyen BSI pour tous les participants était de 9.8 ± 16.7.

Pourcentage de participants remplissant différents nombres de critères de l'IGDQ modifié (SNS et OP)

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OP

Les participants ont utilisé Internet en moyenne 21.9 ± 15.6 h / semaine et consommé OP pendant 3.9 ± 6.1 h / semaine (18.9% du temps total en ligne). La forme la plus populaire de PO était les vidéos (n = 351; 50.1%), suivi de photos (n = 275; 39.3%) et des webcams (n = 71; 10.1%). Les scores moyens OPDG et sIAT étaient de 1.5 ± 1.7 et 22.3 ± 7.9. Au total, 50 participants (7.1%) ont obtenu un score OPDQ supérieur au seuil de ≥ 5 points (voir Fig. 1 pour plus de détails). Le score BSI moyen pour tous les participants était de 25.6 ± 27.6.

Analyse des articles et cohérence interne

Les résultats des analyses d'items sont présentés dans les tableaux 2 ainsi que 3.

SNS

Pour la version SNS, le point 7 avait le plus faible endossement (nombre de réponses affirmatives (naa) = 21), tandis que le point 6 avait le plus haut (naa = 247). Cela se traduit par une difficulté d'objet de p_i = 0.03 (élément 7) et p_i = 0.35 (item 6), avec une difficulté moyenne pour tous les items de p_i = 0.13. Les corrélations élément corrigé-total variaient de r_itc = 0.28 (élément 3) à r_itc = 0.39 (items 4, 5 et 6), avec une moyenne de r_itc = 0.36. La cohérence interne était ω_ordinal = 0.89, et l'échelle n'aurait pas bénéficié de la suppression d'un élément.

OP

Dans la version OP du questionnaire, le point 9 (naa = 24) avait le taux d'endossement le plus bas, tandis que le point 7 avait le plus haut (naa = 286). La difficulté moyenne des objets était p_i = 17, l'élément 9 étant le plus (p_i = 0.03) et élément 7 (p_i = 0.41) le moins difficile. Les corrélations élément corrigé-total variaient entre r_itc = 0.29 (élément 7) et r_itc = 0.47 (élément 5), avec une corrélation élément corrigée-totale moyenne de r_itc = 0.38. La cohérence interne était ω_ordinal = 0.88. La suppression d'éléments n'aurait pas amélioré la cohérence interne.

Structure factorielle

Les sous-échantillons (SNS1 vs SNS2; OP1 vs OP2) ne différaient pas en ce qui concerne l'âge, le sexe, l'utilisation d'Internet, l'utilisation de SNS / OP, sIAT, SNSDQ / OPDQ et les scores BSI (voir Appendice).

SNS

Test de sphéricité de Bartlett (Χ² = 407.4, df = 36, p <0.001) ainsi que le critère KMO (0.74) ont indiqué que les données étaient appropriées pour l'AGE. Le test MAP de Velicer recommandait l'extraction d'un seul facteur. Ce facteur expliquait 52.74% de la variance totale. Les charges factorielles variaient entre 0.54 (élément 3) et 0.78 (élément 9) (tableau 2). Un CFA avec le sous-échantillon SNS2 a été calculé pour tester la solution à un facteur. Les indices d'ajustement étaient CFI = 0.81, RMSEA = 0.092 [CI = 0.075–0.111] et SRMR = 0.064 (pour le diagramme de chemin, voir Fig. 2).

Diagramme de chemin pour l'analyse factorielle confirmatoire avec le sous-échantillon SNS2 (n = 350). Tous les coefficients de chemin sont standardisés et statistiquement significatifs (p <0.001)

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OP

Test de sphéricité de Bartlett (Χ² = 455.7, df = 36, p <0.001) et le critère KMO (0.80) ont indiqué que les données étaient appropriées pour l'EFA, et le test MAP a suggéré une solution à un facteur. Le facteur extrait expliquait 53.30% de la variance totale. Les éléments 3 et 7 présentaient les charges factorielles les plus faibles (0.52), tandis que l'élément 9 avait les charges les plus élevées (0.93) (tableau 3). La solution à un facteur a été testée avec un CFA (sous-échantillon: OP2). Les indices d'ajustement du modèle étaient CFI = 0.87, RMSEA = 0.080 [CI = 0.062–0.099] et SRMR = 0.057 (pour le diagramme de chemin, voir Fig. 3).

Diagramme de cheminement pour l'analyse factorielle confirmatoire avec le sous-échantillon OP2 (n = 350). Tous les coefficients de chemin sont standardisés et statistiquement significatifs (p <0.001)

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Corrélations avec l'utilisation de SNS / OP / Internet et les scores sIAT

SNS

Les scores SNSDQ étaient corrélés avec le temps d'utilisation du SNS (r = 0.32, p 0.01), la durée hebdomadaire d'utilisation d'Internet (r = 0.16, p 0.01) et les scores sIAT (r = 0.73, p 0.01).

OP

Les scores OPDQ étaient corrélés avec le temps d'utilisation de l'OP (r = 0.22, p <0.01) et très faiblement avec le temps d'utilisation d'Internet par semaine (r = 0.08, p <0.05). La corrélation la plus élevée a été trouvée avec les scores sIAT (r = 0.72, p <0.01).

Comparaison des personnes avec une utilisation SNS / OP problématique et non problématique

SNS

Par rapport aux utilisateurs non problématiques, les utilisateurs problématiques de SNS utilisaient beaucoup plus le SNS et avaient des scores sIAT plus élevés. Ils semblaient également éprouver plus de détresse psychopathologique, mais, malgré l'ampleur de l'effet de la différence, ce n'était qu'une tendance (p = 0.13). Pour plus de détails, voir le tableau 4.

OP

Par rapport aux utilisateurs non problématiques, les participants identifiés comme des utilisateurs problématiques de PO ont passé plus de temps sur Internet en général et plus de temps à utiliser OP, ont eu des scores sIAT beaucoup plus élevés et ont connu plus de détresse psychopathologique (tableau 4).

Dans la présente étude, nous avons adapté la version allemande de l'IGDQ à l'utilisation des SNS et des OP et évalué les propriétés psychométriques des versions modifiées afin d'étudier dans quelle mesure les critères IGD conviennent pour évaluer l'utilisation problématique des SNS et des OP.

Analyse des articles

L'approbation moyenne des éléments était faible pour les deux questionnaires, ce qui est attendu et souhaitable étant donné que les listes de contrôle évaluent les critères d'utilisation problématique dans un échantillon non clinique. Pour SNS, le point le plus approuvé, le point 6, concerne la procrastination. Cela semble plausible, car les SNS sont souvent utilisés pour tergiverser [46, 47]. Le point 7 (tromper / dissimuler) a reçu la plus faible approbation, ce qui semble également raisonnable étant donné que de nombreuses personnes utilisent le SNS quotidiennement et d'une manière socialement acceptée, ce qui rend le mensonge inutile [12]. Pour OP, le point 7 (tromper / camoufler) a reçu le plus haut aval. C'est peut-être le cas parce que l'acceptation sociale du PO est plutôt faible même s'il est utilisé avec désinvolture et beaucoup de gens peuvent se sentir gênés à ce sujet [48]. L'approbation la plus faible concernait le point 9, ce qui semble raisonnable, car il implique des conséquences graves (risque / perte de relations / opportunités). Les corrélations article-total corrigées étaient moyennes pour les deux questionnaires et au-dessus du seuil de r_itc = 0.30 [43]. Les seules exceptions étaient le point 3 pour SNS et le point 7 pour OP. Le point 3 fait référence à la tolérance, un critère typique de la toxicomanie mais qui semble plus difficile à appliquer dans le contexte des SNS [49]. La faible corrélation article corrigé-total pour l'article 7 (OP) semble raisonnable, car, comme discuté, l'utilisation de l'OP peut généralement être associée à l'embarras, donc tromper les autres à propos de son utilisation ne fait pas de distinction entre les utilisateurs problématiques et non problématiques.

Fiabilité

Le SNSDQ et l'OPDG ont montré de bonnes consistances internes (SNS: ω_ordinal = 0.89; OP: ω_ordinal = 0.88). Les résultats sont comparables à ceux d'autres questionnaires mesurant le SNS problématique (par exemple, l'échelle des médias sociaux de Bergen: α = 0.88) ou l'utilisation des OP (par exemple, sIAT-sexe: α = 0.88) [16, 20].

Validité

Au cours des ALE, un seul facteur a été extrait pour le SNS ainsi que pour la version OP du questionnaire. Ceci est conforme au résultat de l'IGDQ d'origine [31]. L'article 3 avait la charge factorielle la plus faible dans les deux versions, probablement parce que le critère de tolérance ne correspond pas très bien au contexte de SNS et OP. En fin de compte, le critère de tolérance trouve son origine dans les toxicomanies. Dans ce contexte, sa signification était beaucoup plus clairement définie qu'en ce qui concerne l'utilisation problématique de l'OP, du SNS ou, en fait, des jeux en ligne, pour lesquels son utilité est également discutée de manière controversée (PRO: [30, 50] | contra: [51, 52]). Dans la version OP, l'article 7 (tromper / couvrir) avait également une charge factorielle plus faible que les autres articles. Cela reflète l'argument ci-dessus concernant la raison pour laquelle l'élément n'est pas si utile pour différencier les utilisateurs problématiques des utilisateurs non problématiques (37.4% des utilisateurs non problématiques et 86% des utilisateurs problématiques l'ont approuvé). Cela indique que le comportement de dissimulation n'est pas explicitement associé à une surutilisation problématique mesurée par l'OPDG mais probablement aux attitudes sociales à l'égard de l'OP en général.

Dans l'ensemble, les résultats pour les CFA suggèrent que les solutions à un facteur pour les deux questionnaires sont discutables et ne représentent pas un bon ajustement. Alors que le SRMR était bon pour les deux modèles, le CFI et le RMSEA étaient inférieurs et respectivement supérieurs aux seuils. Comme dans l'EFA, l'article 6 pour SNS et l'article 7 pour OP avaient des charges factorielles particulièrement faibles. Cela implique que leur corrélation avec l'échelle globale respective est faible et, par conséquent, que leur corrélation avec le comportement d'utilisation problématique est faible. Bien que cela ne pose pas nécessairement un problème, il est important que des études ultérieures vérifient si ces éléments doivent être révisés, pondérés différemment ou même supprimés.

Les deux questionnaires étaient fortement corrélés avec les versions sIAT correspondantes, indiquant une bonne validité convergente. La version SNS a montré des corrélations petites à moyennes avec l'utilisation générale d'Internet et le temps d'utilisation SNS (par semaine). La version OP a également montré une petite corrélation avec le temps d'utilisation OP (par semaine). La taille des corrélations de l'utilisation problématique avec le temps passé à utiliser l'application respective est de l'ordre de celles rapportées de manière cohérente [53,54,55].

Pour évaluer la validité diagnostique du SNSDQ et de l'OPDQ, nous avons d'abord comparé les taux de prévalence observés avec ceux trouvés dans d'autres études. Pour les SNS, 3.4% des participants ont dépassé le seuil et, en ce qui concerne l'OP, 7.1% ont répondu aux critères d'utilisation problématique. Bien que la comparaison des taux de prévalence soit difficile en raison de la multitude d'instruments de diagnostic différents, les taux trouvés ici sont comparables à certains dans la littérature existante. Dans leur étude d'un échantillon national représentatif d'adolescents hongrois, Bányai et al. (2017) [3] ont trouvé un taux de prévalence de 4.5% pour une utilisation problématique du SNS. Concernant l'utilisation problématique de l'OP, Giordano et Cashwell (2017) [55] ont signalé un taux de prévalence de 10.3% dans un échantillon d'étudiants américains et de Ross et ses collègues (2012) [15] a trouvé un taux de 7.6% dans un échantillon d'adultes suédois.

Il est important de noter qu'aucun diagnostic ne peut être posé à l'aide de ces instruments. Premièrement, ni le DSM-5 ni l'ICD-11 ne contiennent de diagnostics pour l'utilisation problématique d'OP ou de SNS. Deuxièmement, même si tel était le cas, un entretien clinique par un expert serait nécessaire pour vérifier la présence d'une détresse et d'une déficience fonctionnelle cliniquement significatives et l'absence de tout critère d'exclusion pour le cas individuel, qui sont une condition pour un diagnostic psychiatrique. Un tel jugement clinique indépendant n'a pas été recueilli dans la présente étude, nous ne pouvons donc pas déterminer si les personnes au-dessus du seuil justifieraient un diagnostic. Cependant, nous les considérerions comme des candidats possibles pour un tel diagnostic. Pour approfondir la validité du diagnostic, nous avons comparé les utilisateurs au-dessus et en dessous du seuil et avons trouvé des différences marquées. Les utilisateurs problématiques ont passé plus de temps en ligne par semaine (uniquement pour OP) et ont utilisé leur application préférée plus longtemps. Bien qu'une durée d'utilisation accrue ne soit pas un critère suffisant pour déduire une utilisation problématique, plusieurs études ont trouvé une corrélation - quoique faible - entre la durée d'utilisation et l'utilisation problématique [53,54,55]. De plus, les utilisateurs problématiques avaient des scores sIAT beaucoup plus élevés et semblaient ressentir un niveau de détresse psychologique plus élevé (uniquement pour OP). Globalement, ces résultats - en particulier la très grande différence entre les scores totaux BSI dans le cas des utilisateurs problématiques de PO - peuvent être considérés comme les premiers indicateurs de la validité des critères des instruments et suggèrent que les critères IGD pourraient être appropriés pour identifier les individus avec une utilisation problématique de SNS ou OP [56].

Limites

L'étude doit être considérée à la lumière de ses limites. Une limitation est que seuls les participants adultes ont été testés, bien que le SNS en particulier soit également fréquemment utilisé par les adolescents [3]. Une autre limite est que tous les participants n'ont pas répondu à tous les questionnaires concernant l'utilisation problématique (SNS, OP et IGD). Cela aurait permis une étude plus détaillée du chevauchement entre l'utilisation problématique des applications respectives. De plus, seules les données autodéclarées ont été collectées, qui sont sujettes à des effets de biais, comme la désirabilité sociale ou la variance de méthode commune. De plus, ils n'ont pas inclus de jugement clinique. Étant donné que le but des listes de contrôle d'auto-évaluation est d'identifier les utilisateurs problématiques, d'autres études devraient examiner leur validité avec des échantillons de personnes jugées par les cliniciens pour montrer l'utilisation problématique dans un sens cliniquement pertinent. En outre, il est important de noter que ni les critères de diagnostic, ni le nombre d'articles ou tout seuil n'ont été convenus. Nous n'avons pas l'intention de proposer d'arguments quant à savoir si ces modèles de comportement justifieraient le statut de «trouble». Nous visons plutôt à promouvoir la recherche sur l'identification de l'utilisation problématique des SNS et des OP en fournissant un instrument commun qui peut aider à une évaluation comparative et suggérons d'utiliser cet instrument comme point de départ commun pour de telles enquêtes, en les modifiant au fur et à mesure que de nouvelles recherches le suggèrent. .

Comme certains paramètres psychométriques des questionnaires testés ne sont pas satisfaisants, il semble que les critères IGD ne peuvent pas simplement être transférés à l'utilisation problématique du SNS / OP. Néanmoins, nos résultats globaux indiquent qu'il s'agit d'un point de départ prometteur et soutiennent la viabilité de l'utilisation de critères IGD adaptés comme cadre pour évaluer l'utilisation problématique de SNS / OP. Cette étude contribue à la recherche sur la mesure des aspects de l'utilisation problématique de SNS et OP et pourrait être une première étape vers une évaluation standardisée et contribuer aux investigations de ces constructions émergentes. Les recherches futures devraient étudier plus avant l'utilité des critères DSM-5 pour l'IGD dans le contexte de l'utilisation du SNS / OP.

Les ensembles de données utilisés et / ou analysés au cours de la présente étude sont disponibles auprès de l'auteur correspondant sur demande raisonnable.

BSI :

Bref inventaire des symptômes

CFA :

Analyse factorielle confirmatoire

FCI :

Indice d'ajustement comparatif

CI:

Intervalle de confiance

DSM-5 :

Manuel diagnostique et statistique des troubles mentaux

ALE:

Analyse factorielle exploratoire

IGD :

Trouble du jeu sur Internet (IGD)

KMO :

Kaiser – Meyer – Olkin

ANA :

Nombre de réponses affirmatives

OP:

Pornographie en ligne

OPDQ :

Questionnaire en ligne sur les troubles de la pornographie

RMSEA :

Erreur quadratique moyenne d'approximation

SIAT:

Test de dépendance à Internet court

SNS :

Des sites sociaux

SNSDQ :

Questionnaire sur les troubles des sites de réseautage social

SRMR :

Valeur résiduelle quadratique moyenne normalisée