Un enfoque psicométrico para as avaliacións de uso problemático de pornografía en liña e sitios de redes sociais baseado nas conceptualizacións do trastorno de xogos en internet (2020)

Fondo

A problemática no uso de xogos en liña, sitios de redes sociais (SNS) e pornografía en liña (OP) é ​​un problema en evolución. En contra do uso problemático de SNS e OP, o trastorno de xogo en Internet (IGD) incluíuse na nova edición do Manual de diagnóstico e estatística de trastornos mentais (DSM-5) como condición para outro estudo. O presente estudo adaptou os criterios para IGD ao uso problemático de SNS e OP modificando un cuestionario validado para IGD (Internet Gaming Disorder Questionnaire: IGDQ) e investigando as propiedades psicométricas das versións modificadas, SNSDQ e OPDQ.

Methods

Dúas mostras en liña (SNS: n = 700, 25.6 ± 8.4 anos, 76.4% mulleres; OP: n = 700, 32.9 ± 12.6 anos, 76.7% homes) completaron o SNSDQ / OPDQ, o Breve Inventario de síntomas (BSI) e o breve Internet Addiction Test (sIAT) e proporcionaron información sobre o seu uso SNS / OP. Calculáronse as análises estándar de ítems e fiabilidade, as análises de factores exploratorios e confirmatorios e as correlacións co sIAT. Comparáronse usuarios problemáticos e non problemáticos.

Resultados

As consistencias internas foron ω_ordinal = 0.89 (SNS) e ω_ordinal = 0.88 (OP). As análises de factores exploratorios extraeron un factor para ambos os cuestionarios. As análises de factores confirmatorios confirmaron os resultados. As puntuacións SNSDQ / OPDQ correlacionáronse moito coas puntuacións sIAT e moderadamente co tempo de uso SNS / OP. Dos usuarios, o 3.4% (SNS) e o 7.1% (OP) estaban por encima do límite de uso problemático. Os usuarios problemáticos tiveron puntuacións sIAT máis altas, usaron as aplicacións durante máis tempo e experimentaron máis angustia psicolóxica.

Conclusión

En xeral, os resultados do estudo indican que a adaptación dos criterios IGD é un enfoque prometedor para medir o uso problemático de SNS / OP.

En 2017, 3.5 millóns de persoas usaron Internet [1]. Entre os moitos xeitos de utilizalo, son especialmente populares os xogos en liña, os sitios de redes sociais (SNS) e a pornografía en liña (OP). Todas estas aplicacións están en investigación, xa que o seu uso problemático parece estar ligado á angustia psicolóxica e problemas co traballo, o rendemento académico e as relacións interpersoais [2,3,4,5,6,7]. Coa súa inclusión no apéndice da quinta edición do Manual de diagnóstico e estatística de trastornos mentais (DSM-5), Trastorno de xogos de Internet (IGD) foi recoñecido como un trastorno que xustifica unha maior investigación [8]. Este foi o primeiro paso para definir criterios normalizados para iso. Os 9 criterios están baseados nos trastornos no consumo de substancias e no xogo e teñen que cumprirse durante os últimos 12 meses: (1) preocupación polo xogo, (2) retirada ao non poder xogar, (3) tolerancia, (4) fracaso. parar / reducir a cantidade de xogo, (5) renunciar a outras actividades a favor do xogo, (6) seguir xogando a pesar de problemas, (7) enganar a outros sobre a súa cantidade, (8) xogo para escapar de ánimos adversos e (9) ) poñendo en perigo unha relación importante, a súa ocupación ou a educación por mor do xogo.

Aínda que IGD foi incluído no DSM-5 como condición para un estudo posterior, o uso problemático dos SNS e OP non o foi. Petry e O'Brien (2013) [9] argumentan que hai unha falta de evidencia empírica e inconsistencia nos estudos que investigan estes temas (SNS e OP). Non obstante, continúa o debate sobre a existencia, clasificación e diagnóstico do uso problemático de aplicacións específicas de Internet como SNS ou OP [10] e un número crecente de estudos indican a relevancia do uso problemático do SNS e OP [3, 5, 11, 12], non menos importante pola súa asociación cun aumento dos niveis de angustia psicolóxica. Isto pode incluso incluír síntomas de trastornos psiquiátricos como depresión, trastornos de ansiedade, déficit de atención e hiperactividade ou trastorno obsesivo-compulsivo [2, 11, 13,14,15].

Valoración do uso problemático dos SNS e OP

Hai varios instrumentos de diagnóstico para valorar un uso problemático do SNS e OP. A maioría deles baséanse nos criterios de diagnóstico das adiccións ao comportamento (SNS: por exemplo, Bergen Social Media Addiction Scale [16] | OP: por exemplo, escala de consumo de pornografía problemática [17]) ou a Internet Addiction Test [18] (SNS: por exemplo, Tendencias adictivas á escala de SNSs [19] | OP: sexo sIAT [20]). Teña en conta que, de ningún xeito, se trata dunha enumeración exhaustiva de todos os instrumentos de diagnóstico. Para obter unha visión detallada, vexa Andreassen (2015) [2] para SNS e Wéry & Billieux (2017) [21] para OP. Non hai escaseza de instrumentos ben validados, pero aínda quedan os seguintes problemas: (i) diferentes conceptualizacións teóricas de uso problemático de SNS e OP coa consecuencia (ii) de que non hai criterios estandarizados unificados para valorar o uso problemático dos tres. aplicacións en liña específicas máis importantes (Gaming, SNS, OP) dun xeito comparativo.

O modelo teórico máis recente para trastornos específicos de uso de Internet é o modelo I-PACE [22]. Baséase en achados empíricos e integra consideracións teóricas anteriores doutros modelos no campo das adiccións ao comportamento, como o modelo de síndrome [23] ou o Modelo de compoñentes da adicción [24]. O modelo I-PACE hipótese que a etioloxía de uso problemático é similar para diferentes aplicacións de Internet. Por iso, suxire a aplicación de criterios de diagnóstico uniformes a todas as aplicacións, normalizando así os criterios de diagnóstico e permitindo comparacións das súas taxas de prevalencia. Dado que a American Psychiatric Association xa propuxo criterios normalizados para IGD, suxírese aplicar estes criterios ao uso problemático doutras aplicacións de internet e hai varios investigadores que están de acordo con este enfoque [25,26,27]. Algúns estudos xa usaron este enfoque para desenvolver ferramentas psicométricas para avaliar o uso problemático de internet [26, 28, 29] Non obstante, segundo o coñecemento dos autores, só hai un estudo que empregou este enfoque para o uso problemático do SNS [27] e ningún polo uso problemático de OP.

Obxectivo do presente estudo

Polo tanto, o obxectivo deste estudo foi examinar en que medida a conceptualización do trastorno de xogos en Internet pode adaptarse ao uso problemático de SNS e OP. Petry et al. (2014) [30] - que formaban parte do grupo de traballo sobre trastornos do uso de substancias que recomendaban incluír IGD no DSM-5 - publicou un cuestionario (Internet Gaming Disorder Questionnaire: IGDQ) para avaliar IGD. Para este estudo, empregamos a versión alemá, que foi validada por Jeromin, Barke e Rief (2016) [31] e adaptouno para o uso problemático de SNS e OP reformulando os elementos (para máis detalles ver sección "Medidas"). Co fin de avaliar e avaliar en que grao o concepto de IGD pode proporcionar un punto de partida útil para a avaliación do uso problemático de SNS e OP, investigamos as propiedades psicométricas das dúas versións modificadas, o SNSDQ e OPDQ.

Participantes e procedemento

Os datos foron recollidos a través dunha enquisa en liña (outubro de 2017 - xaneiro de 2018). A ligazón ao cuestionario foi publicada en foros de internet xerais e específicos da aplicación (por exemplo, grupos de facebook), SNS e listas de correo. Ao principio, os participantes especificaron se utilizan principalmente SNS ou OP e foron dirixidos ao cuestionario correspondente (SNS / OP). Como incentivo, os participantes poderían gañar un dos cinco vales regalo nunha tenda en liña (valor do vale: 20 €). Os criterios de inclusión foron: consentimento informado, idade ≥ 18 anos. Os criterios de exclusión foron: ningún falante nativo (alemán), porcentaxe do tempo en liña empregado utilizando SNSs / OP ≤5%.

Subsemplar SNS

Un total de 939 participantes cumpriron os criterios de inclusión. Destes, 239 (25.45%) tiveron que ser excluídos: 228 porque faltaban datos para o SNSDQ, 7 porque non proporcionaron información seria (por exemplo, Klingon como lingua nativa) e 4 porque tiñan un tempo de resposta pouco realista ( 2 SDs por debaixo do tempo medio). Ao final, analizáronse datos de 700 participantes (Táboa 1).

Sub-mostra OP

Un total de 1858 participantes cumpriron os criterios de inclusión. Destes, 669 (36.01%) tiveron que ser excluídos: 630 porque faltaban datos para o OPDQ, 25 porque proporcionaban información obviamente falsa, 9 por mor dun tempo de resposta pouco realista e 5 por comentarios que suxerían que non conseguiron entender a enquisa. Para aumentar a comparación estatística dos dous submostros (SNS / OP), extraeuse unha mostra aleatoria de 700 participantes dos restantes 1189. Finalmente, analizáronse datos de 700 participantes (táboa 1).

Medidas

Información socio-demográfica

Recolleuse información sobre xénero, idade, educación, emprego e estado de relación.

Información sobre uso xeral e específico de internet

Os participantes informaron canto tempo (horas) gastan en liña nunha semana típica. Ademais, proporcionaron información específica sobre o seu uso SNS ou OP, como os sitios SNS / OP que empregan na súa maioría e canto tempo usan SNS ou OP (horas / semana).

Uso problemático

Valorouse a tendencia de uso problemático de SNS ou OP coas versións alemás do SNSDQ e OPDQ. Estes cuestionarios son versións modificadas do IGDQ. O IGDQ consta de nove ítems, que reflicten os correspondentes criterios DSM-5 para IGD. Ten un formato de resposta dicotómico composto por "non" (0) e "si" (1). A puntuación obtense engadindo as respostas (rango de puntuación: 0–9). Unha puntuación de ≥ 5 foi definida como o corte para recibir un diagnóstico de IGD [30]. Para a súa adaptación a SNS e OP, os elementos orixinais foron reformulados substituíndo todas as referencias a xogos en liña por referencias a SNS ou OP. Por exemplo, "Séntese inquedo, irritable, malhumorado, enfadado, ansioso ou triste ao intentar cortar ou deixar de usar SNS ou cando non pode usar SNS?" en vez de "¿Séntese inquedo, irritable, malhumorado, enfadado, ansioso ou triste ao intentar cortar ou deixar de xogar ou cando non pode xogar?"

Proba curta de adicción a internet

O sIAT é unha versión curta do Internet Addiction Test e consta de 12 enunciados que expresan posibles síntomas dun uso problemático de Internet (por exemplo: "¿Con que frecuencia te atopas dicindo" só uns minutos máis "cando estades en liña?") [18]. Para o noso estudo, utilizamos a versión alemá validada e reformulamos os elementos para o uso de SNS e OP (por exemplo: "Cantas veces intentas reducir o tempo que gasta en ver pornografía en liña e fallar?") [32]. Os participantes teñen que valorar a frecuencia coa que experimentaron cada síntoma na última semana nunha escala de 5 puntos que vai dende 1 ('nunca') a 5 ('moi a miúdo'). Na suma resultante (12-60 puntos), as puntuacións máis altas indican un uso máis problemático. As consistencias internas das escalas adaptadas no presente estudo foron boas (SNS: ω = 0.88 | OP: ω = 0.88).

Breve inventario de síntomas

A versión alemá do Breve Síntoma Inventario (BSI) usouse para identificar síntomas relevantes clínicamente dos participantes [33, 34]. O BSI consta de 53 afirmacións que expresan síntomas de angustia psicolóxica (por exemplo, "nos últimos 7 días, ¿canto estivo angustiado por sentirse tenso ou encarnado?"). Os elementos son respondidos nunha escala de 5 puntos que vai dende 0 ("en absoluto") ata 4 ("extremadamente"). A puntuación total oscila entre 0 e 212, con puntuacións máis altas que indican un maior nivel de angustia. A consistencia interna nas mostras presentes foi excelente, con ω = 0.96 (SNS) e ω = 0.96 (OP).

Análise de datos

As análises estatísticas realizáronse mediante SPSS 24 (IBM SPSS Statistics), SPSS Amos, R versión 3.5.1 [35] e FACTOR para a análise de factores exploratorios (EFA) [36]. Para as análises estándar de ítems para cada cuestionario, o SNSDQ e o OPDQ, calculáronse as dificultades do elemento e as correlacións entre elemento e total. Como medida de fiabilidade, computáronse o coeficiente omega ou omega ordinal (no caso dos datos binominais). Estes coeficientes recoméndanse como unha alternativa máis precisa á alfa de Cronbach, especialmente cando se vulnera o presuposto de equivalencia de tau [37,38,39,40]. En canto á validez, investigamos as estruturas dos factores realizando EFAs e análises de factores confirmativos (CFA). Para estes, cada mostra (SNS e OP) dividíase aleatoriamente en dous sub-mostras (SNS1, SNS2 e OP1, OP2; cada sub-mostra: n = 350). As submostras SNS1 e OP1 empregáronse para os EFA e SNS2 e OP2 para os CFA. Os demais cálculos baséanse no total de mostras. Para comprobar se as submostras diferían nas variables clave (idade, puntuación SNSDQ / OPDQ), realizáronse probas t independentes. Para determinar a idoneidade dos datos para a EFA, empregáronse a proba Kaiser – Meyer – Olkin (KMO) e a proba de esfericidade de Bartlett. Debido ao formato de resposta dicotómica do SNSDQ e do OPDQ, os EFA seguiron a Jeromin et al. (2016) [31] e usou correlacións tetraquóricas como entrada e menores cadrados non ponderados como método de estimación [41]. O número de factores a extraer foi determinado mediante a proba MAP de Velicer [42].

Realizouse un CFA en SNS2 e OP2 para probar a solución do factor. Os parámetros do modelo estimáronse empregando estimacións de probabilidade máxima. Debido á violación do presuposto de normalidade aplicouse Bollen-Stine Bootstrapping [43]. Para avaliar o axuste do modelo, calculouse o índice de axuste comparativo (CFI), erro cadrado de media raíz de aproximación (RMSEA) e residuo cadrado de media raíz normalizado (SRMR). Segundo Hu e Bentler (1999) [44], os criterios de corte para un axuste de modelo aceptable son un CFI> 0.95, un RMSEA entre 0.06 e 0.08 e un SRMR <0.08.

As relacións bivariadas entre as puntuacións SNSDQ e OPDG e o tempo empregado utilizando Internet en xeral, o tempo empregado na aplicación preferida (SNS / OP) e as puntuacións sIAT probáronse coas correlacións Pearson.

Para dar unha primeira indicación de validez diagnóstica, comparamos usuarios problemáticos con usuarios non problemáticos. Analogamente ao IGDQ, os usuarios cunha puntuación de menos de 5 puntos foron clasificados como usuarios problemáticos e todos os demais usuarios como non problemáticos [30, 31]. Calculáronse probas independentes t (no caso de varianzas desiguais: as probas de Welch) para comparar os grupos con respecto á idade, o tempo empregado en Internet, o tempo empregado na súa aplicación preferida e as puntuacións SIAT e BSI. Debido á desigual tamaño de grupo, Hedges ' g infórmase como medida do tamaño do efecto [45]. Un efecto de g = 0.20 considérase pequeno, g = 0.50 como medio e g = 0.80 tan grande [45].

SNS, OP e uso de Internet

SNS

Os participantes usaron Internet de media durante 20.9 ± 14.8 h / semana e SNS durante 9.4 ± 10 h / semana (44% do tempo en liña total), sendo Facebook o SNS máis popular (n = 355; 50.7%), seguido de Instagram (n = 196; 28%) e YouTube (n = 74; 10.6%). As puntuacións medias SNSDQ e sIAT foron de 1.2 ± 1.5 e 23.6 ± 7.3 puntos. En xeral, 24 participantes (3.4%) tiveron unha puntuación SNSDQ de ≥5 puntos e, polo tanto, situáronse por encima do límite de uso problemático (ver Fig. 1 para máis detalles). A puntuación media do BSI entre todos os participantes foi de 9.8 ± 16.7.

Porcentaxe de participantes que cumpren diferentes números de criterios do IGDQ modificado (SNS e OP)

Imaxe en tamaño completo

OP

Os participantes usaron Internet de media durante 21.9 ± 15.6 h / semana e consumiron OP durante 3.9 ± 6.1 h / semana (18.9% do tempo en liña total). A forma máis popular de OP foron os vídeos (n = 351; 50.1%), seguido de imaxes (n = 275; 39.3%) e cámaras web (n = 71; 10.1%). As puntuacións medias de OPDG e sIAT foron 1.5 ± 1.7 e 22.3 ± 7.9. Un total de 50 participantes (7.1%) acadaron unha puntuación OPDQ por encima do límite de ≥ 5 puntos (ver Fig. 1 para máis detalles). A puntuación media do BSI entre todos os participantes foi de 25.6 ± 27.6.

Análise de elementos e coherencia interna

Os resultados das análises do elemento preséntanse nas táboas 2 3.

SNS

Na versión SNS, o elemento 7 tivo o menor respaldo (número de respostas afirmativas (naa) = 21), mentres que o elemento 6 tivo o maior (naa = 247). Isto tradúcese nunha dificultade do elemento p_i = 0.03 (elemento 7) e p_i = 0.35 (elemento 6), cunha dificultade media en todos os elementos de p_i = 0.13. As correlacións entre o elemento e o total corrixidas foron de r_itc = 0.28 (elemento 3) a r_itc = 0.39 (ítems 4, 5 e 6), cunha media de r_itc = 0.36. A consistencia interna foi ω_ordinal = 0.89 e a escala non se beneficiaría da eliminación de ningún elemento.

OP

Na versión OP do cuestionario, o tema 9 (naa = 24) tivo o índice de aprobación máis baixo, mentres que o punto 7 tivo o maior (naa = 286). A dificultade media do elemento foi p_i = .17, sendo o elemento 9 o que máis (p_i = 0.03) e elemento 7 (p_i = 0.41) o menos difícil. As correlacións entre o elemento e o total corrixidas oscilaron entre r_itc = 0.29 (elemento 7) e r_itc = 0.47 (ítem 5), cun elemento medio corrixido - correlación total de r_itc = 0.38. A consistencia interna foi ω_ordinal = 0.88. A eliminación de elementos non aumentaría a consistencia interna.

Estrutura do factor

Os submostros (SNS1 vs. SNS2; OP1 vs. OP2) non difiren con respecto á idade, sexo, uso de Internet, uso SNS / OP, sIAT, SNSDQ / OPDQ e puntuacións BSI (ver. Apéndice).

SNS

Proba de esfericidade de Bartlett (Χ² = 407.4, df = 36, p <0.001), así como o criterio KMO (0.74) indicaron que os datos eran axeitados para EFA. A proba MAP de Velicer recomendou a extracción dun único factor. Este factor explicou o 52.74% da varianza total. As cargas factoriais oscilaron entre 0.54 (elemento 3) e 0.78 (elemento 9) (táboa 2). Calculouse un CFA co sub-mostra SNS2 para probar a solución dun factor. Os índices de axuste foron CFI = 0.81, RMSEA = 0.092 [CI = 0.075-0.111] e SRMR = 0.064 (para o diagrama de rutas, ver Fig. 2).

Diagrama de ruta para a análise de factores de confirmación coa mostra SNS2 (n = 350). Todos os coeficientes de ruta son estandarizados e estatísticamente significativos (p <0.001)

Imaxe en tamaño completo

OP

Proba de esfericidade de Bartlett (Χ² = 455.7, df = 36, p <0.001) e o criterio KMO (0.80) indicaron que os datos eran axeitados para EFA, e a proba MAP suxeriu unha solución dun factor. O factor extraído explicou o 53.30% da varianza total. Os ítems 3 e 7 presentaron a carga de factor máis baixa (0.52), mentres que o ítem 9 tivo a maior (0.93) (táboa 3). A solución dun factor foi probada cun CFA (sub-mostra: OP2). Os índices de axuste do modelo foron CFI = 0.87, RMSEA = 0.080 [CI = 0.062-0.099] e SRMR = 0.057 (para o diagrama de rutas, ver Fig. 3).

Diagrama de ruta para a análise de factores confirmativos coa mostra OP2 (n = 350). Todos os coeficientes de ruta son estandarizados e estatísticamente significativos (p <0.001)

Imaxe en tamaño completo

Correlacións con SNS / OP / internet e puntuacións sIAT

SNS

As puntuacións SNSDQ correlacionáronse co tempo de uso do SNS (r = 0.32, páx 0.01), o tempo semanal de uso de Internet (r = 0.16, páx 0.01) e as puntuacións sIAT (r = 0.73, páx 0.01).

OP

As puntuacións OPDQ correlacionáronse co tempo de uso da OP (r = 0.22, p <0.01) e moi débil co tempo de uso de Internet por semana (r = 0.08, p <0.05). A correlación máis alta atopouse coas puntuacións sIAT (r = 0.72, p <0.01).

Comparación de persoas con uso SNS / OP problemático e non problemático

SNS

En comparación con usuarios non problemáticos, os usuarios SNS problemáticos usaron moito máis o SNS e obtiveron maiores puntuacións sIAT. Parecían experimentar máis angustia psicopatolóxica, pero, a pesar do tamaño da diferenza, isto era só unha tendencia (p = 0.13). Para máis detalles, consulte a táboa 4.

OP

En comparación con usuarios non problemáticos, os participantes identificados como usuarios problemáticos de OP pasaron máis tempo en Internet en xeral e máis tempo usando OP, tiveron puntuacións de sIAT moito máis altas e experimentaron máis angustia psicopatolóxica (táboa 4).

No presente estudo, adaptamos a versión alemá do IGDQ ao uso de SNSs e OP e evaluamos as propiedades psicométricas das versións modificadas para investigar en que medida os criterios IGD son adecuados para avaliar o uso problemático de SNS e OP.

Análise de elementos

A aprobación media dos elementos foi baixa para os dous cuestionarios, o que se espera e desexable dado que as listas de verificación avalían os criterios de uso problemático nunha mostra non clínica. Para SNS, o elemento máis respaldado, o tema 6, refírese á dilación. Isto parece plausible, xa que a SNS adoita usarse para procrastinar [46, 47]. O elemento 7 (enganar / encubrir) recibiu o menor respaldo, o que tamén parece razoable dado que moitas persoas usan o SNS diariamente e de xeito socialmente aceptado, facendo que este non sexa necesario [12]. No punto 7, o elemento XNUMX (enganar / encubrir) tivo o maior respaldo. Este é posiblemente o caso porque a aceptación social do OP é bastante baixa aínda que se usa de forma casual e moitas persoas poden sentirse avergonzadas respecto diso [48]. O menor respaldo foi para o tema 9, que parece razoable, xa que implica consecuencias graves (risco / perda de relacións / oportunidades). As correlacións entre elemento e corrección totais foron medias para os cuestionarios e por encima do limiar de r_itc = 0.30 [43]. As únicas excepcións foron o número 3 para SNS e o punto 7 para OP. O elemento 3 refírese á tolerancia, un criterio propio do abuso de substancias pero que parece ser máis difícil de aplicar no contexto dos SNS [49]. A escasa corrección entre o elemento 7 e o seu punto XNUMX (OP) parece razoable, xa que, segundo se comentou, o uso de OP normalmente pode estar asociado a vergoña, polo que enganar a outros sobre o seu uso non discrimina ben entre usuarios problemáticos e non problemáticos.

Confianza

O SNSDQ e o OPDG mostraron boas consistencias internas (SNS: ω_ordinal = 0.89; OP: ω_ordinal = 0.88). Os resultados son comparables a outros cuestionarios que miden SNS problemáticos (por exemplo, Bergen Social Media Scale: α = 0.88) ou o uso de OP (por exemplo, sIAT-sex: α = 0.88) [16, 20].

Validez

No transcurso das EFAs, extraeuse un único factor para o SNS, así como a versión OP do cuestionario. Isto está en liña co resultado do IGDQ orixinal [31]. O elemento 3 tivo o menor factor de carga en ambas versións, probablemente porque o criterio de tolerancia non encaixa moi ben co contexto de SNS e OP. En última instancia, o criterio de tolerancia orixinouse con adiccións baseadas en substancias. Nese contexto, o seu significado foi moito máis claramente definido que no que se refire ao uso problemático de OP, SNS ou, de feito, xogos en liña, para os que tamén se discute polémicamente a súa utilidade (para: [30, 50] | contra: [51, 52]). Na versión OP, o elemento 7 (enganar / encubrir) tamén tiña un factor de carga inferior aos outros elementos. Isto reflicte o argumento anterior respecto de por que o elemento non é tan útil para diferenciar entre usuarios problemáticos e non problemáticos (o 37.4% dos usuarios non problemáticos e o 86% dos usuarios problemáticos o apoiaron). Isto indica que o comportamento de cobertura non está asociado explicitamente a un exceso de uso problemático medido polo OPDG, senón probablemente con actitudes sociais cara a OP en xeral.

En xeral, os resultados das CFA suxeriron que as solucións dun factor para ambos os cuestionarios son cuestionables e non representan unha boa adaptación. Mentres o SRMR era bo para ambos os modelos, o CFI e o RMSEA estaban por debaixo e respectivamente por encima dos límites. Do mesmo xeito que na EFA, o tema 6 para SNS e o elemento 7 para OP tiñan cargas especialmente importantes. Isto implica que a súa correlación coa escala global respectiva é baixa e, polo tanto, que a súa correlación co comportamento de uso problemático é baixa. Aínda que isto non supón necesariamente un problema, é importante que estudos posteriores comproben se estes elementos deben ser revisados, ponderados de forma diferente ou incluso eliminados.

Ambos cuestionarios se correlacionaron fortemente coas versións sIAT correspondentes, o que indica unha boa validez converxente. A versión SNS mostrou correlacións pequenas a medias co uso xeral de Internet e o tempo de uso do SNS (por semana). A versión OP tamén mostrou unha pequena correlación co tempo de uso OP (por semana). O tamaño das correlacións de uso problemático co tempo empregado na aplicación respectiva está no rango das que se informa constantemente [53,54,55].

Para avaliar a validez diagnóstica do SNSDQ e OPDQ, primeiro comparamos as taxas de prevalencia observadas coas atopadas noutros estudos. Para os SNS, o 3.4% dos participantes superou o corte e, no que respecta á OP, o 7.1% cumpriu os criterios de uso problemático. Aínda que comparar as taxas de prevalencia é difícil debido á infinidade de diferentes instrumentos de diagnóstico, as taxas aquí atopadas son comparables a algunhas da literatura existente. No seu estudo dunha mostra representativa nacional de adolescentes húngaros, Bányai et al. (2017) [3] atopou unha taxa de prevalencia do 4.5% por uso problemático de SNS. Respecto ao uso problemático de OP, Giordano e Cashwell (2017) [55] informou unha taxa de prevalencia do 10.3% nunha mostra de estudantes universitarios estadounidenses e Ross e colegas (2012) [15] atopou unha taxa do 7.6% nunha mostra de adultos suecos.

É importante ter en conta que non se pode facer ningún diagnóstico empregando estes instrumentos. En primeiro lugar, nin o DSM-5 nin o ICD-11 conteñen diagnósticos para o uso problemático de OP ou SNS. En segundo lugar, aínda que o fixesen, sería necesaria unha entrevista clínica dun experto para verificar a presenza de angustia e deterioro funcional clínicamente significativos e a ausencia de calquera criterio de exclusión para o caso individual, que é un requisito para un diagnóstico psiquiátrico. Este xuízo clínico independente non se recolleu no presente estudo, polo que non podemos determinar se as persoas por encima do límite xustificarían algún diagnóstico. Non obstante, os consideraríamos como posibles candidatos a tal diagnóstico. Para investigar máis a fondo a validez do diagnóstico, comparamos os usuarios por riba e por debaixo do límite e atopamos diferenzas marcadas. Os usuarios problemáticos pasaban máis tempo en liña á semana (só para OP) e usaban a súa aplicación preferida durante máis tempo. Aínda que un aumento do tempo de uso non é un criterio suficiente para inferir un uso problemático, varios estudos atoparon unha correlación - aínda que feble - entre o tempo de uso e o uso problemático [53,54,55]. Ademais, os usuarios problemáticos tiñan puntuacións de sIAT moito máis altas e parecían experimentar un maior nivel de angustia psicolóxica (só para OP). En xeral, estes resultados - particularmente a diferenza moi grande entre as puntuacións totais do BSI no caso dos usuarios OP problemáticos - poden considerarse como primeiros indicadores da validez do criterio dos instrumentos e suxiren que os criterios IGD poden ser adecuados para identificar a persoas con un uso problemático de SNS ou OP [56].

Limitacións

O estudo debe considerarse á vista das súas limitacións. Unha limitación é que só se probaron participantes adultos, aínda que o SNS é particularmente usado tamén por adolescentes [3]. Outra limitación é que non todos os participantes responderon a todos os cuestionarios sobre uso problemático (SNS, OP e IGD). Isto permitiría unha investigación máis detallada do solapamento entre o uso problemático das respectivas aplicacións. Ademais, só se recolleron datos autoinformados, propensos a efectos de sesgo, como a desexabilidade social ou a variación do método común. Ademais, non incluíron un xuízo clínico. Tendo en conta que o obxectivo das listas de verificación de autoinformes é identificar aos usuarios problemáticos, os estudos posteriores deberán investigar a súa validez con mostras de persoas xulgadas polos clínicos para amosar un uso problemático nun sentido clínicamente relevante. Ademais, é importante ter en conta que non se acordaron nin os criterios para un diagnóstico, nin o número de elementos nin ningún corte. Non pretendemos ningún argumento para saber se estes patróns de comportamento xustifican o status de "trastorno". Preferimos promover a investigación sobre a identificación do uso problemático do SNS e OP proporcionando un instrumento común que poida axudar a unha avaliación comparativa e suxerir o uso deste instrumento como punto de partida común para tales investigacións, modificándoas segundo investigacións máis suxeridas. .

Como algúns parámetros psicométricos dos cuestionarios probados non son satisfactorios, parece que os criterios IGD non se poden transferir ao uso problemático do SNS / OP. Non obstante, os nosos resultados globais indican que este é un punto de partida prometedor e apoian a viabilidade de utilizar criterios IGD adaptados como marco para avaliar o uso problemático dos SNS / OP. Este estudo contribúe á investigación sobre a medición de aspectos da utilización problemática do SNS e OP e podería ser un primeiro paso cara a unha avaliación normalizada e contribuír a investigacións sobre estas construcións emerxentes. As futuras investigacións deberían investigar aínda máis a utilidade dos criterios DSM-5 para IGD no contexto do uso SNS / OP.

Os conxuntos de datos utilizados e / ou analizados durante o estudo actual están dispoñibles do autor correspondente por solicitude razoable.

BSI:

Inventario breve de síntomas

CFA:

Análise de factores confirmativos

CFI:

Índice de axuste comparativo

I C:

Intervalo de confianza

DSM-5:

Manual de diagnóstico e estatística de trastornos mentais

EFA:

Análise de factores exploratorios

IGD:

Trastorno do xogo en Internet (IGD)

KMO:

Kaiser – Meyer – Olkin

NAA:

Número de respostas afirmativas

PO:

Pornografía en liña

OPDQ:

Cuestionario de trastornos en pornografía en liña

RMSEA:

Erro cadrado de media raíz de aproximación

SIAT:

Proba curta de adicción a Internet

SNS:

Sitios de redes sociais

SNSDQ:

Cuestionario sobre trastornos de sitios de redes sociais

SRMR:

Residuo cadrado de media raíz normalizada