Facebook-függőség rendellenesség (FAD) a német diákok körében - hosszanti megközelítés (2017)

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

Megjelent online 2017 Dec 14. doi: 10.1371 / journal.pone.0189719

PMCID: PMC5730190

Julia Brailovskaia, Konceptualizálás, Adatkezelés, Formális elemzés, Vizsgálat, Módszertan, Validálás, Megjelenítés, Írás - eredeti vázlat, Írás - áttekintés és szerkesztés^* és a Jürgen Margraf, Finanszírozás megszerzése, Források, Írás - áttekintés és szerkesztés

Phil Reed, szerkesztő

Absztrakt

A tanulmány célja a Facebook függőségi rendellenesség (FAD) vizsgálata egy német diákmintában egy év alatt. Míg az átlagos FAD-szint nem növekedett a vizsgálati időszak alatt, jelentős növekedést mutattak a kritikus határértéket elérő résztvevők száma. A FAD szignifikánsan pozitívan kapcsolódik a személyiségjellemző nárcizmusához és a negatív mentális egészségi változókhoz (depresszió, szorongás és stressz tünetei). Továbbá a FAD teljes mértékben közvetítette a nárcizmus és a stressz-tünetek közötti pozitív pozitív kapcsolatot, ami azt mutatja, hogy a nárcisztikus emberek kifejezetten veszélyben vannak a FAD kialakulásában. A jelenlegi eredmények első áttekintést adnak a FAD-ről Németországban. Megvitatjuk a jövőbeli tanulmányok gyakorlati alkalmazását és a jelenlegi eredmények korlátozását.

Bevezetés

A pszichoaktív vegyi anyagok, mint például az alkohol és más kábítószerek túlzott fogyasztásáról ismert, hogy addiktív viselkedést vált ki. A viselkedési (azaz nem anyagbeli) függőség azonban továbbra is vitatott téma. Eddig csak a kóros szerencsejátékot elismerték formális pszichiátriai rendellenességként a mentális rendellenességek diagnosztikai és statisztikai kézikönyvében (5^th szerk .: DSM-5; [1]). Ezenkívül az internetes játékkal kapcsolatos rendellenességeket beillesztették a DSM-5 „Felmerülő intézkedések és modellek” szakaszába [1, 2]. Ezért nagy szükség van további szigorú kutatásokra és olyan vizsgálatokra, amelyek jelentős bizonyítékokat találnak a viselkedési függőségek területén [3, 4]. Figyelembe véve a szociális média nagy jelentőségét az emberek mindennapi életében, számos közelmúltbeli tanulmány a további problémás médiahasználatra összpontosított (pl.5, 6]). Míg néhány tanulmány az általános internetes függőséget vizsgálta [7-9] és beszámoltak például a problémás internethasználat, a depresszió és a szorongásos tünetek közötti pozitív kapcsolatról, más tanulmányok a közösségi hálózati oldalak (SNS) függőségével foglalkoztak [10], különös tekintettel a népszerű nemzetközi SNS Facebookra [4, 11, 12].

Jelenleg a Facebooknak több mint 2.1 milliárd tagja van [13]. Sokak számára a Facebook használata a mindennapi élet jelentős részévé vált [14], és úgy tűnik, hogy néhányuk elveszíti az irányítást a Facebook-használat felett, és erős pszichológiai igényt alakít ki az online maradás érdekében, annak ellenére, hogy ez a viselkedés lehetséges negatív következményei [15] - úgynevezett Facebook-függőségi rendellenesség (FAD) [16]. A FAD-t a függőségi rendellenességek hat jellemző tulajdonsága határozza meg: nyugalom (pl. A Facebook használatának állandó gondolkodása), tolerancia (pl. A Facebookon történő idő növelése az előző pozitív felhasználási hatás eléréséhez), hangulatmódosítás (pl. A hangulatjavítás a Facebook általi használat által) , visszaesés (visszatérés a korábbi használati szokásokhoz a Facebook használatának csökkentésére tett hatástalan kísérletek után), megvonási tünetek (pl. idegesedés a Facebook használatának lehetősége nélkül) és konfliktusok (pl. az intenzív Facebook használat által okozott interperszonális problémák) [11, 15, 17].

Míg a FAD pozitív kapcsolatban állt a férfi nemekkel, a cirkadián ritmussal (késő lefekvés és növekvő időpontok hétköznapokon és hétvégén), álmatlansággal, depresszióval és szorongásos tünetekkel, az életkorral, a nyitottsággal, az elfogadhatósággal és a lelkiismerettel való kapcsolat negatív volt [11, 12, 15, 18-20]. Błachnio et al. [21] különféle országokban vizsgálta a FAD-ot. Leírták a legmagasabb FAD szintet Kínában és a legalacsonyabbat Lengyelországban. Így a rendelkezésre álló tanulmányok kimutatták, hogy a FAD különböző populációkban fordul elő, és különféle tényezőkhöz kapcsolódik, mint például a demográfiai változók, a mentális egészség változói és a személyiség tulajdonságai. Ezek az eredmények azonban nem elegendőek ahhoz, hogy hivatalosan is felismerjék a FAD-t viselkedési függőségként. Ennek egyik oka a jelen vizsgálatok keresztmetszeti jellege, amelyek kevés bizonyítékot szolgáltatnak a FAD kialakulásáról és fenntartásáról. Ezért longitudinális kutatásokra van szükség, hogy további betekintést nyerhessünk a FAD epidemiológiájába, és megértsük, mely tényezők kapcsolódnak a Facebook problémás használatához. Ez az ismeret szükséges a mentális védelmet szolgáló intervenciós programok kidolgozásához (lásd [22]).

Ezenkívül számos, a FAD-ra vonatkozó tanulmány olyan országokból érkezett, mint Norvégia, Malajzia és Törökország (pl.11, 19, 20, 23, 24]). Ezzel szemben, bár a Facebook használata a német lakosság nagy részének, különösen a fiatalabb embereknek a mindennapi élet szerves részévé vált.25], csak kevés figyelmet fordítottak a német FAD-ra.

Ezért a jelen tanulmány fő célja az volt, hogy egy FAD járványtani vizsgálata egy év alatt (két mérési időpont) egy német mintában történjen. Figyelembe véve a FAD fejlesztésével kapcsolatos ismeretek hiányát, ez a vizsgálat elsősorban feltáró jellegű volt (lásd [4]). A második kérdés az volt, hogy meghatározzuk a FAD és a mentális egészség változói, valamint a fizikai egészség közötti összefüggéseket (lásd az 1 hipotézist az 5 hipotézishez), és megvizsgáljuk, hogy ezek az összefüggések idővel változnak-e. Ennek a megközelítésnek hozzá kell járulnia a FAD jobb megértéséhez. Tekintettel a korábbi eredményekre, amelyek pozitív összefüggést találtak egyrészt a FAD és a Facebook használat, másrészről a depresszió, szorongás és stressz tünetei között [11, 26, 27] feltételeztük, hogy pozitív kapcsolatot találunk a FAD és a negatív mentális egészség (azaz a depresszió, szorongás és stressz tünetei) között (1 hipotézis). Shakya és Christakis [28] és Kross et al. [29] leírta a tartós Facebook-használatot, hogy negatív kapcsolatban legyenek olyan pozitív változókkal, mint az élettel való elégedettség és a fizikai egészség. Ezért feltételeztük továbbá, hogy negatív kapcsolatot talál a FAD és a pozitív mentálhigiénés változók (azaz az élettel való elégedettség, a társadalmi támogatás) (2 hipotézis), valamint a fizikai egészség (3 hipotézis) között. Ezenkívül belefoglaltuk a személyiségjegy-narcizizmust, amelyet gyakran jelentettek pozitív kapcsolatban az intenzív közösségi médiahasználattal (pl. [30-32]) a vizsgálatunkban. A nárcisztikus emberek általában a Facebookot használják az önmegjelenítéshez és a társadalmi interakcióhoz, hogy kielégítsék figyelmüket és csodálatukat.33, 34]. Ha az ilyen személyek nem kapják meg a kívánt figyelmet, gyakran tapasztalnak stressz tüneteket [35]. Ezért arra számítottuk, hogy a nárcizmus személyiségjellem pozitív kapcsolatban áll a FAD-tal (Hypothesis 4). Feltételeztük továbbá, hogy a FAD közvetítheti a nárcizmus és a stressz tünetek közötti kapcsolatot (5 hipotézis) (lásd: Ábra 1).

Ábra 1

Mediációs modell, amelynek prediktoraként nárcizmus (X), mediátorként FAD (M), és stressz tünetek (vége) (Y) (5 hipotézis).

Anyagok és metódusok

Eljárás és résztvevők

Ez a tanulmány a folyamatban lévő BOOM (Bochum Optimism and Mental Health) kutatási programhoz tartozik, amely a mentális egészség kockázati és védő tényezőit vizsgálja [36-39]. Az 2011 óta meghívó e-mailt küldenek az alapvető online felmérés linkjével minden hallgatónak, aki beiratkozik a Ruhr-Universität Bochumba, egy nagy német állami egyetemre. Az alapfelmérés végén, amely kérdőíveket tartalmaz a mentális egészség és a személyiség különböző szempontjairól, a résztvevőket megkérdezik, hogy beleegyeznek-e a BOOM résztvevői listájába, és felvegyék velük a kapcsolatot további vizsgálatok céljából. A BOOM online felmérésben való részvétel önkéntes, és kompenzálható tanfolyam-jóváírásokkal.

2015 decemberében egy csoportos e-mailt küldtek részvételi meghívóval és az online felmérés linkjével egy véletlenszerűen összegyűjtött, 300 fős mintába a BOOM hallgatói résztvevőkből (első mérési időpont, T1). A részvétel egyetlen feltétele a jelenlegi Facebook tagság volt. Az első felmérést kitöltők (N = 2016) 185 decemberében újabb e-mailes meghívást kaptak a második online felmérésre (második mérési időpont, T2), amely ugyanazokat a kérdéseket tartalmazta, mint a T1 felmérése. Összességében 179 hallgató (77.1% nő) különböző karokról és félévekről (1.-2 .: 41.3%, 3.-4 .: 23.5%, 5.-6 .: 13.4%, 7. ≤: 21.8%) mindkét felmérést kitöltötte (életkor (évek): M = 22.52, SD = 5.00, tartomány: 17–58). Míg a résztvevők 46.3% -a egyedülálló volt, 49.2% -uk állandó kapcsolatban élt, és 4.5% -uk házas volt. A Ruhr-Universität Bochum Etikai Bizottsága jóváhagyta a jelen tanulmány végrehajtását. Követtük az emberi tantárgyak kutatására vonatkozó összes nemzeti előírást és törvényt, és megszereztük a szükséges engedélyt a jelen tanulmány elvégzéséhez. A résztvevőket megfelelően oktatták és online tájékozott beleegyezést adtak a részvételhez. Az előzetesen elvégzett teljesítményelemzések (G * Power program, 3.1 verzió) azt mutatták, hogy a minta mérete elegendő az érvényes eredményekhez (teljesítmény> 80, α = 05, f hatásméret² = 0.15) (vö., [40]). A jelen tanulmányban használt adatkészlet a következő nyelven érhető el: S1 adatkészlet.

intézkedések

Mentális egészség

Élettel való elégedettség. Az egydimenziós elégedettség az élet skálával (SWLS) [41] a globális élettel való elégedettséget öt elemmel (például: „Az életem többnyire közel áll az eszemhez.”) 7-pont Likert skálán értékelték (1 = határozottan nem értek egyet, 7 = határozottan egyetértek). A magasabb pontszámok az élettel való elégedettség magasabb szintjét jelzik. A teljes pontszám 7 és 35 között lehet. Az SWLS jó pszichometriai tulajdonságokkal rendelkezik. Konvergáló és diszkriminatív érvényességét korábban bebizonyították [36, 42]. A belső skála megbízhatóságát Cronbach α = .92 [43]. A jelenlegi skála megbízhatóság α volt_T1 = .89 / α_T2 = .89.

Szociális támogatás. A szubjektív észlelt vagy várható társadalmi támogatás mérésére a szociális támogatás kérdőívének rövid egydimenziós változata (F-SozU K-14) [44] használtunk. 14 elemekből áll (pl. „Nagyon sok megértést és biztonságot tapasztalok másoktól.”) 5-pont Likert skálán osztályozva (1 = egyáltalán nem igaz, 5 = nagyon igaz). Minél magasabb az összpontszám, annál magasabb az észlelt vagy várható társadalmi támogatás szintje. A teljes pontszám 14 és 70 között lehet. Ennek az eszköznek a konvergáló és diszkriminatív érvényességi értékei, valamint az újravizsgálat megbízhatósága jó. A belső skála megbízhatóságáról a jelentések szerint α = .94 [36, 44]. A jelenlegi belső megbízhatóság α volt_T1 = .91 / α_T2 = .93.

Depresszió, szorongás, stressz. A depressziós szorongásstressz skálák 21 (DASS-21) [45], a DASS-42 rövid verziója, amely az elmúlt héten mért depresszió, szorongás és stressz tüneteket mutatott be három 7 elem alskálán (azaz a léptékdepresszió: „Úgy tűnik, hogy egyáltalán nem tapasztalok pozitív érzést”.) ; nagyságrendű szorongás: „Megijedtem bármilyen ok nélkül.”; súlyos stressz: „Hajlok túl reagálni a helyzetekre.”) 4-pontú Likert skálán értékelték (0 = egyáltalán nem vonatkozott rám, 3 = nagyon nagy részben vagy nagy részben alkalmazták rám). A három skála magasabb pontszáma a depresszió, szorongás és stressz tünetek magasabb szintjét jelzi. Az egyes skálák teljes pontszáma nullától 21-ig terjedhet. A DASS-21 jól bevált eszköz nem klinikai és klinikai mintákban, hasonló jó pszichometriai tulajdonságokkal rendelkezik, mint a hosszú 42 elem verzió [46]. Belső skálájának megbízhatósága a három skála között változik (depresszió: α = .83; szorongás: α = .78; stressz: α = .87) [47]. A jelenlegi belső megbízhatóság α volt_T1 = .86 / α_T2 = .88 a depressziós skála számára, α_T1 = .80 / α_T2 = .79 a szorongás skálán, és α_T1 = .87 / α_T2 = .88 a stressz skála számára.

Facebook függőségi rendellenesség (FAD). A tavalyi időkerethez való FAD-ot a Bergen Facebook Addiction Scale (BFAS) rövid verziója értékelte [15], amely magában foglal egy hat elemet (pl. „Nyugtalannak vagy bajba kerül, ha tiltották meg a Facebook használatát?”), a hat fő függőségi tulajdonság (azaz kényszer, tolerancia, hangulatmódosítás, visszaesés, visszavonulás, konfliktus) alapján, amelyet egy 5-pont Likert-skála (1 = nagyon ritkán, 5 = nagyon gyakran). A magasabb pontszámok tükrözik a FAD magasabb szintjét. A teljes pontszám hat és 30 között lehet. Kimutatták, hogy a BFAS 6 elem verziója hasonló jó pszichometriai tulajdonságokkal rendelkezik, mint a hosszú 18 elem verzió. A rövid változat belső skálájának megbízhatóságát α = .83 / .86 [15, 20, 48]. A jelenlegi skála megbízhatóság α volt_T1 = .73 / α_T2 = .82. Mindeddig a FAD kategorizálására vonatkozó konkrét küszöbértékeket ritkán vizsgálták. Figyelembe véve más függőségek kutatását, Andreassen et al. [15] két lehetséges kategorizálási megközelítést javasolt a problematikus BFAS-értékekre: liberálisabb megközelítés a polietikus pontozási séma vonatkozásában (határérték: ≥ 3 a hat elem közül legalább négynél), vagy egy konzervatívabb megközelítés a monotetikus pontozási rendszerrel kapcsolatban (cutoff pontszám: ≥ 3 mind a hat elemnél).

Önimádat

A nárcissizmus személyiségjegyének felmérésére egy rövid nárcisztikus személyiségleltár (NPI-13) [49], amely 13 kényszerválasztásos formátumú elemeket tartalmaz (0 = alacsony nárcizmus, pl. „Nem tetszik, ha azt tapasztalom, hogy manipulálom az embereket.”, 1 = nagy nárcizmus, pl .: „Könnyen kezelhetem az embereket.” ) használtunk. Minél magasabb az összpontszám, annál magasabb a nárcizmus. A teljes pontszám 0 és 13 között lehet. Kimutatták, hogy az NPI-13 ugyanolyan jó pszichometriai tulajdonságokkal rendelkezik, mint a teljes hosszúságú 40 elem, és megőrzi annak fogalmi lélegzetét [50, 51]. Teljes pontszámot, valamint három alskálájú pontszámot nyújt (azaz vezetés / tekintély (LA), nagyszabású kiállítási módszerek (GE), jogosultság / kizsákmányolás (EE), lásd [52]). Ez a tanulmány csak a teljes nárcizmus pontszámára összpontosított. A korábbi tanulmányok α = .67 / .73 belső skála megbízhatóságát jelentették [49, 51]. A jelenlegi belső megbízhatóság α volt_T1 = .53 / α_T2 = .60.

Fizikai egészség

Az EuroQuol vizuális analóg skála (EQ VAS) [53, 54] - egy vizuális analóg skála az 0-től (az elképzelhető legrosszabb egészségi állapot) az 100-ig (a lehető legjobban elképzelhető egészségi állapot) - a résztvevők jelenlegi általános fizikai állapotát kiértékelte. A magasabb pontszámok azt mutatják, hogy a fizikai egészség magasabb. Az EQ VAS érvényességét korábbi kutatások mutatták be [55].

Médiahasználat

Az általános internethasználat és az SNS-ek használatának gyakoriságát 7-pontbeli Likert skálán értékeltük (0 = soha, 6 = naponta többször). A magasabb pontszámok magasabb felhasználási gyakoriságot mutatnak. Ezenkívül a résztvevőktől megkérdezték, hogy tagjai-e más SNS-eknek is, mint a Facebook (pl. Twitter, Instagram, Tumblr vagy bármilyen más SNS: 0 = nem, 1 = igen), és hány SNS-t használnak az egészben [34].

statisztikai elemzések

A statisztikai elemzéseket az 24 Társadalomtudományi Statisztikai Csomaggal (SPSS) és az 2.16.1 makrofolyamat-verzióval (www.processmacro.org/index.html). A vizsgált változók leíró elemzése után a T1 és a T2 közötti lehetséges változásokat megismételt mérési varianciaanalízissel (az alanyokon belüli ANOVA) értékeltem. A vizsgált változók közötti összefüggéseket nulla rendű kétváltozós korrelációk és többszörös lineáris regressziós elemzések kiszámításával értékeltük. Ezután a 2006 - ban bemutatott mediációs modell Ábra 1 elemezték. A nárcizmus (előrejelző, X) és a stressz tünetek (eredmény, Y) közötti alapvető összefüggést a: c (a teljes hatás). A Nárcizmus FAD felé vezető útját (közvetítő, M) jelölte a, és a FAD stressz utat jelölte b. A közvetett hatást az út kombinált hatása képviseli a és út b, és az út c ' jelölte a nárcizmus közvetlen hatását a stressz tüneteire, miután a FAD bekerült a modellbe. A mediációs hatást a bootstrapping eljárással (10.000 minták) értékeltem, amely gyorsított konfidencia intervallumokat biztosít (CI 95%). Figyelembe véve a kappa-négyzet (κ²), amelyet általában a meditációs elemzésekben használnak, P_M (a közvetett hatás arányát a teljes hatáshoz) használták a mediációs hatás mérésére [56].

Eredmények

Leíró elemzések és összehasonlítás a T1 és a T2 között

Az összes vizsgált változó közel állt a normál eloszláshoz (Kolmogorov-Smirnov teszt, ferde, kurtosis és hisztogram elemzése). asztalok Tables11 és a and22 bemutatják leíró értékeiket. Ráadásul, Táblázat 1 az alanyon belüli ANOVA eredményeit mutatja, összehasonlítva a T1 és a T2 értékeket. Míg a fizikai egészség értéke jelentősen csökkent (részleges eta² = .04), a depressziós tünetek értékei (részleges eta² = .06) és a felhasznált SNS-ek átlagos száma (részleges eta² = .02) jelentősen megnőtt. A leírt hatások csekélyek voltak.

Leíró statisztikák és a személyiség, a testi és mentális egészség T1 és a T2 értékei, valamint a médiahasználati változók (az alanyokon belüli ANOVA) közötti összehasonlítás.

A médiahasználat leíró statisztikái (frekvenciái) (T1 és T2).

A polietikus pontozás miatt nyolc (4.5%) résztvevő elérte a kritikus küszöbértéket a T1-nél, az 15 (8.4%) résztvevők pedig elérték azt a T2-on. A monotetikus pontozás szerint a kritikus küszöbérték egy (0.6%) résztvevőnél fordult elő a T1-nél és három (1.7%) résztvevőnél a T2-nél. Figyelembe véve a hat FAD elem konkrét függőségtartalmát, leíró értékeiket külön-külön elemezték (ld Táblázat 3). Az összes elem válasz tartománya a T1-nél 1 - 4 volt, az összes elem tartománya a T2-nél 1 - 5 volt. Az átlagértékek nem különböztek szignifikánsan. Figyelemre méltó azonban, hogy míg a T1-on a 3 tételnél ≥ 5 értéket (visszavonás) a résztvevők 2.2% -a érte el (3 érték: három személy; 4 érték: egy személy), a résztvevők T2 7.3% -án elérte a érték ≥ 3 ehhez az elemhez (3 érték: kilenc személy; érték 4: három személy; érték 5: egy személy).

Leíró statisztikák és a BFAS tételek T1 és T2 közötti összehasonlítása (alanyokon belüli ANOVA).

A FAD asszociációja a médiahasználat, a személyiség, a mentális és fizikai egészség változókkal

A T1-nél a FAD szignifikánsan pozitívan korrelált az SNS-ek használatával (r =, 42, p <.001). A többi vizsgált változóval való összefüggés nem vált szignifikánssá. Ezzel szemben a T2-nél a FAD szignifikánsan pozitív kapcsolatban állt az SNS-ek használatával (r = 37, p <001), a nárcizmussal (r = 26, p <001), a depresszióval (r = 22, p <01) ), szorongás (r = 32, p <001) és stressz tünetek (r = 20, p <01). Ha összehasonlítjuk ezeket a korrelációkat a T1 és a T2 között, akkor a FAD és a szorongásos tünetek közötti korreláció (T1-nél: r = 02, ns) mutatta a legnagyobb szignifikáns változást (hatásméret: Cohen q = 32, közepes hatás; lásd [57]). A T2-nél szintén szignifikáns pozitív összefüggés volt a nárcizmus és a stressz tünetei között (r = 16, p <05). Egy keresztidős számítás, amely magában foglalta a FAD-t T2-nél és az összes többi vizsgált változót a T1-nél, azt mutatta, hogy a FAD szignifikánsan pozitívan korrelált az SNS-ek használatával (r = 33, p <001) és a nárcizmussal (r = 19, p < 05). A T1-nél a FAD szignifikánsan pozitívan kapcsolódott az SNS-ek T2-nél történő használatához (r = 33, p <001).

A depresszió és a szorongásos tünetek közötti szignifikáns pozitív összefüggések, valamint a T2-en fellépő FAD és a korábbi tanulmányok alapján, amelyek a depresszió és a szorongás tüneteit ismertették a FAD lehetséges előrejelzőjeként [11, 18, 58], kiszámítottuk a többszörös lineáris regressziós analízist. Korábbi kutatások alapján (pl.11]), a regressziós modell a depressziót és a szorongásos tüneteket önálló változóként, a FAD-t pedig függő változóként tartalmazza, a nem és az életkor változóit kontrollálva. A multikollinearitás feltételezését nem sértették meg: a tolerancia összes értéke> 25 volt, és az összes variancia inflációs tényező értéke <5 volt (lásd [59]). A modell a variancia 10.7% -át magyarázta, F (4,174 5.230) = 01, p <310. Csak a szorongásos tünetek mutattak szignifikáns eredményt (standardizált béta = 01, p <95; 142% CI [.587; .XNUMX]).

A következő lépésben részletesebben megvizsgáltuk a nárcizmus és a T2 kapcsolatát a T1-nél. A nárcizmus szignifikánsan pozitívan korrelált a FAD legtöbb elemével (23. tétel, kiemelkedés: r = .01, p <.2; 18. tétel, tolerancia: r = .05, p <.4; 20. tétel, visszaesés: r = .01 , p <.5; 27. tétel, visszavonás: r = .001, p <.6; 16. tétel, konfliktus: r = .05, p <.3). Csak a 11. ponttal (hangulatmódosítás) való kapcsolat nem vált szignifikánssá (r = .XNUMX, ns).

Egy olyan regressziós modell, amely a nárcizmust mint független változót és a FAD-t függő változóként tartalmazza, a nem és az életkor változóit kontrollálva, a variancia 7.1% -át magyarázta, F (3,175 4.450) = 01, p <259. Míg a nem és az életkor nem mutatott szignifikáns eredményt, a nárcizmus eredménye szignifikánssá vált (standardizált béta = .001, p <.95; 187% CI [.655; .XNUMX]).

Mediációs elemzés

Amint az a Ábra 2, a bootstrapped meditációs elemzés azt mutatja, hogy a FAD teljes mértékben közvetíti a nárcizmus és a stressz tünetek közötti kapcsolatot. Míg az út c (összhatás) szignifikáns (p <.001), út c ' (közvetlen hatás), ami azt jelenti, hogy a modellbe beépítik a FAD-t, nem válik szignifikánsnak (p = .125). A közvetett hatás (ab) jelentősé válik, b = .086, SE = .046, 95% CI [.018; .204]; P_M: b = .275, SE = 6.614, 95% CI [.024; 2.509].

Ábra 2

Mediációs modell eredményekkel.

Megbeszélés

Ez a tanulmány az első olyan longitudinális munkákhoz tartozik, amelyek a FAD-t és annak személyiséggel, mentális egészséggel és fizikai egészséggel való kapcsolatát vizsgálták Németországban. Tekintettel arra, hogy csak keveset tudunk a FAD kialakításáról és fenntartásáról, a jelen munka valamennyi vizsgált változó két mérési idõpontját tartalmazta a FAD és annak társulásainak felmérése érdekében. Jelentős eredményeket találtunk, amelyek hozzájárulnak a FAD jobb megértéséhez.

A német hallgatói mintánk átlagos FAD-értékei (T1 és T2) jelentősen alacsonyabbak voltak, mint az Andreassen et al. [20] (M = 13.00, SD = 5.20) egy hallgatói mintában Norvégiában, ahol a Facebook százalékos arányában csaknem kétszer annyi felhasználóval rendelkezik, mint Németországban (www.internetworldstats.com/stats4.htm).

Annak ellenére, hogy egy év elteltével nem találtunk szignifikáns változást az átlagos FAD-szintben, a kritikus FAD-értéket elért résztvevők száma jelentősen megnőtt (polietikus pontozás: 4.5% - 8.4%; monothetic pontozás: 0.6% - 1.7%). Különösen fontos megjegyezni, hogy figyelemre méltóan több résztvevőnél magasabb volt a kivonási tétel értéke a T2-nél, mint a T1-nél. Ez hangsúlyozza a pszichológiai megvonás fokozott jelentését a problematikus Facebook-használatban: egyre több felhasználó idegesedik anélkül, hogy lehetősége lenne a Facebook használatára (lásd még [19]). Ez illeszkedik a korábbi kutatásokhoz, amelyek az internettel való kapcsolat megszűnése utáni pszichológiai visszavonulást a problematikus internethasználat egyik fő tüneteként ismertették [60]. A megnövekedett elvonulás pozitív összefüggésben lehet az úgynevezett „Hiányozási félelem (FoMo)”: a fontos társadalmi információk hiánya és a népszerűség elvesztése iránti félelemmel, amelyet gyakran olyan Facebook felhasználók írnak le, akik nem képesek az SNS-t a kívánt gyakorisággal használni. Megállapítást nyert, hogy a FoMo pozitívan közvetíti a motivációs szükséglet és a népszerűség motivációjának kapcsolatát a Facebook használatával. Ezenkívül pozitívan összefüggésben álltak a Facebook használatával kapcsolatos észlelt stressz tünetekkel [61, 62].

Habár hipotéziseinket részben megerősítettük a T2-nél, a T1-nél, a FAD nem volt szignifikáns kapcsolatban a vizsgált változókkal. Ennek részben az lehet az oka, hogy szignifikánsan több résztvevő elérte a kritikus küszöbértéket a T2-nél, mint a T1-nél. Így a T1-nál a FAD gyengébb kapcsolatban állt a résztvevők életével és mentális egészségével, mint a T2-nél. Ezenkívül a végső következtetések megfogalmazása előtt ezek a különbségek hangsúlyozzák a FAD és annak társulásainak longitudinális megfigyelésének szükségességét, amelyek látszólag idővel megváltoznak.

Eredményeink azt mutatják, hogy az SNS-t intenzíven használó emberek veszélyeztetve vannak a FAD kialakulásának. Az általános internethasználat azonban nem volt szignifikánsan a FAD-val összefüggésben, rávilágítva annak szükségességére, hogy a médiahasználat vizsgálatakor meg kell különböztetni az online tevékenységek típusait. Korábbi kutatásaink szerint a T2 FAD-nál pozitív kapcsolatban álltak a három negatív mentálhigiénés mutatóval (megerősítve az 1 hipotézist). A T1 és a T2 korrelációk összehasonlítása azt mutatta, hogy különösen a FAD és a szorongásos tünetek közötti pozitív kapcsolat az idő múlásával növekedett. A szorongásos tünetek szerepe a FAD szempontjából, amelyeket korábbi tanulmányok is ismertettek (pl.11]), a regressziós elemzés eredményei aláhúzták. Érdekes módon az összes FAD elem közül a megvonási tétel mutatta a legnagyobb szignifikáns pozitív korrelációt a szorongásos tünetekkel (r = 34, p <001). Így feltételezhető, hogy fokozott szorongásos tünetekkel küzdő emberek, akik gyakran használják a Facebook-ot megkönnyebbülés és szökés céljából (lásd:4]), nagyobb a valószínűsége a FAD kialakulásának. Szorongásos tüneteik miatt gyakran idegesek és aggódnak viselkedésük következményei miatt. Ezért a visszavonás az egyik fő tünetük, főleg azért, mert félnek kihagyni a dolgokat, ha nem használják a Facebook-ot. Ugyanakkor nem mértük a FoMo-t vagy más, a Facebook-nal kapcsolatos szorongásos formát. Tehát az eredmények lehetséges értelmezése nyitott marad a vita előtt.

Míg a FAD pozitívan kapcsolódott a negatív mentálhigiénés változókhoz a T2-nél, egyik pozitív mentálhigiénés mutató sem volt szignifikáns kapcsolatban a FAD-vel (ellentmondásos 2 hipotézisnek). Az ilyen eltérő eredmények a mentális egészség kettős tényezőjére vonatkoznak, amely hangsúlyozza a pozitív és negatív mentális egészség összekapcsolódását, de az általános mentális egészség különálló unipoláris dimenzióit [63, 64]. Sőt, bár egy év után a fizikai egészség szignifikáns csökkenését tapasztaltuk, a FAD nem tűnik közvetlen kapcsolatban a fizikai egészséggel (ellentmond az 3 hipotézisnek).

Eredményeink részben annak tudhatók be, hogy annak ellenére, hogy a kritikus küszöbértéket a T2-nél szignifikánsan nagyobb résztvevők száma érte el, mint a T1-nél, a legtöbb résztvevőnk átlag FAD-értékeket mutatott a kritikus küszöb alatt. Ezért többségük nem szenved közvetlenül egyrészt a FAD következményeitől, másrészt pedig megtapasztalja a Facebook használatának előnyeit. Például néhány tanulmány pozitív kapcsolatot mutatott ki a szociális támogatás és a Facebook-használat között, különös tekintettel a Facebook-barátok számára [34, 65]. Amint azt a kevés végzett longitudinális tanulmány is kimutatta, a tartós Facebook-használat negatívan befolyásolhatja az élettel való elégedettséget és a fizikai egészséget (pl.28]).

Várakozásainknak megfelelően pozitív kapcsolatot találtunk a nárcizmus és a FAD között (megerősítve az 4 hipotézist). Ezenkívül a FAD teljes mértékben közvetítette a nárcizmus és a stressz tünetek közötti összefüggést (megerősítve az 5 hipotézist). Ezért a FAD potenciális kockázati tényező lehet a nárcizmus magas értékeivel rendelkező emberek számára. A Facebook használatának különös jelentése van a nárcisztikus emberek számára. A Facebookon gyorsan felületes kapcsolatokat kezdeményezhetnek új Facebook-barátokkal, és nagy közönséget kaphatnak jól megtervezett önmegjelenítésükhöz. Minél több Facebook-barátjuk van, annál nagyobb az esélye, hogy elérjék a keresett népszerűséget és csodálatot; mivel az offline világban valószínűleg nem lesznek olyan népszerűek, mivel interakciós partnereik gyorsan észlelhetik alacsony kedvességüket és az önfontosságuk túlzott érzetét [32, 33, 66]. A nárcisztikus emberek az interakciós partnerek pozitív visszajelzéseit felhasználják az önértékelésük szabályozására és az önfejlesztésre [67]. Ezért feltételezhető, hogy a nárcisztikus felhasználók több időt töltenek a Facebookra gondolkodás közben, mint mások - online önmegjelenítés és interakció megtervezése és a kapott visszajelzések tükrözése. Így bár a Facebook használata nagyon vonzó a nárcisták számára, ez különösen érzékenyvé teheti őket a FAD ellen. Ennek megfelelően a T2-nál a nárcizmus szignifikánsan pozitívan korrelált a legtöbb FAD elemmel. A legnagyobb pozitív asszociációkat az elemek kivonása, megfigyelése és visszaesése során találták.

Sőt, eredményeink azt mutatják, hogy a FAD közvetíti a nárcizmus és a stressz tünetek közötti kapcsolatot. Az egyik lehetséges értelmezés az, hogy a nárcisták az önmegjelenítésüket úgy tervezik meg, hogy a közönség meglepő legyen. Minél nagyobb a közönség, annál nehezebb lenyűgözni az összes interakciós partnert, és növekszik a negatív visszajelzések fogadásának valószínűsége. Ez növeli a nárcisztikus felhasználók önmegjelenítési erőfeszítéseit, valamint azt az időt, amelyet a Facebookon gondolkodva és a Facebookon gondolkodva töltik el, ami viszont növeli a FAD-okkal szembeni sebezhetőséget. A FAD szintjük növekedésével több olyan tünetet tapasztalnak, mint a megvonás és a visszaesés, ami fokozza a stressz tüneteit. Ez az értelmezés nyitva áll a vita előtt, és óvatosan kell mérlegelni, különös tekintettel a használt nárcizmus skálájának alacsony belső konzisztenciájára és a FAD rövid mérésére, amely csak hat elemet tartalmaz.

Korlátozások és további kutatások

Vizsgálatunknak bizonyos korlátai vannak, amelyek csökkentik eredményeink általánosíthatóságát és az ezekből levonható következtetéseket. Egy diákmintával dolgoztunk, amely főleg női Facebook-felhasználókat tartalmazott. Ennek a korlátozásnak legalább részben történő kezelése érdekében összehasonlítottuk a FAD és a többi vizsgált változó közötti nulla sorrendű kétváltozós korrelációk bemutatott eredményeit T1-en és T2-nél a nemet szabályozó megfelelő részleges korrelációk eredményeivel. Nem találtunk szignifikáns különbséget a kétféle összefüggés között (minden összehasonlítás: q <, 10, [57]). Mindazonáltal a mintánk összetétele korlátozza a jelen eredmények általánosíthatóságát. Ezért a jövőbeni tanulmányoknak nagyobb és reprezentatívabb mintával kell egyenlő nemi arányban megvizsgálni replikációjukat.

A jelenlegi adatokat online önjelentési eszközökkel gyűjtötték össze, amelyek a névtelenség garantálása ellenére hajlamosak társadalmi kívánalmakra. Ezért azt javasoljuk, hogy a jövőbeli, hasonló kialakítású tanulmányok tartalmazzanak egy olyan eszközt, amely méri a társadalmi vágyalás tendenciáját, például a kívánatos reagálás kiegyensúlyozott felsorolása (BIDR) [68], a társadalmi kívánalom hatása utólagos ellenőrzésére a számításokban.

Mint már említettük, a FAD mérésére a Bergen Facebook Addiction Scale rövid verzióját használtuk, egy önjelentő intézkedés, amely csak hat elemet tartalmaz. Úgy tűnik, hogy ez a skála hasonlóan jó pszichometriai tulajdonságokkal rendelkezik, mint a hosszú változat [15, 20, 48]. Ebben a tanulmányban kielégítőnek bizonyult a jó megbízhatósági értékek. Ennek ellenére a FAD sokrétű jellegének kielégítése és a mérés érvényességének javítása érdekében javasoljuk további vizsgálatokat, hogy összpontosítsanak összetettebb eszközökre a FAD mérésére. Tekintettel arra, hogy a különösen szenvedélybetegek hajlamosak alábecsülni addiktív viselkedésük szintjét, objektív intézkedéseket és megfigyeléseket kell beépíteni a FAD értékeléséhez. Ezen felül, figyelembe véve azt a tényt, hogy kimutatták, hogy a fiziológiai funkciók, például a vérnyomás és a pulzus összekapcsolódnak a problémás internethasználattal [5], a FAD lehetséges élettani markereire is összpontosítani kell.

Érdekes módon a FAD elem hangulatmódosítása nem volt szignifikánsan összefüggésben a nárcizmussal, bár a nárcisztikus személyek fokozott figyelmet és pozitív visszajelzést kapnak a Facebookon, ami javíthatja pozitív hangulatukat [69], és ezenkívül fokozhatja a Facebook használatának gyakoriságát és a FAD kialakulásának kockázatát. Ennek egyik oka lehet, hogy a nárcisztikus emberek rövid távú hangulatmódosítást tapasztalnak a Facebook általi felhasználás során, amelyet az egyetlen FAD elem nem mérhet. A hangulatmódosítás, a nárcizmus és a FAD közötti kapcsolat megvizsgálása céljából további intézkedések, mint például a pozitív és negatív hatások ütemezése (PANAS) [70] - gyakran használják olyan tanulmányokban, amelyek kimutatják a jelentős összefüggéseket a problémás internethasználat és a hangulat között (pl. [5, 9]) - be kell vonni a hangulat felméréséhez a Facebook használat előtt és után.

Ez a tanulmány az első lépés a németországi FAD vizsgálatában. Figyelembe véve azon tanulmányok eredményeit, amelyek azt mutatják, hogy a Facebook különféle tevékenységei eltérő módon befolyásolhatják a mentális egészséget [71, 72], a jövőbeli munkának a Facebook használatának időtartamára és gyakoriságára, valamint az egyes Facebook tevékenységekre kell összpontosítania. Ez tovább hozzájárulna a FAD fejlesztésének és fenntartásának megértéséhez. Ezen túlmenően, figyelembe véve, hogy a Facebook a legnépszerűbb, de gyakran nem az egyetlen használt SNS (lásd Táblázat 2), a többi SNS használatának gyakoriságát be kell építeni a jövőbeni vizsgálatokba.

Összefoglalva: a jelen eredmények az első áttekintést nyújtják a németországi FAD-ról, rávilágítva arra, hogy e kutatási területen további vizsgálatokra van szükség. Egyéves nyomon követésünk azt mutatja, hogy szignifikánsan több ember éri el a kritikus küszöbértéket az előző évhez képest, és hogy a negatív mentális egészségügyi értékek, különösen a szorongásos tünetek pozitívan kapcsolódnak a FAD-hoz. Az általánosítható következtetések levonása érdekében azonban a jelen eredményeket egy nagyobb, életkorú és nemű reprezentatív mintában kell megismételni, az önjelentési skálán kívüli kiegészítő intézkedések felhasználásával.

Segítő információ

S1 adatkészlet

A jelen elemzéshez használt adatkészlet.

(SAV)

Kattintson ide további adatfájlhoz.^{(19K, sav)}

Köszönetnyilvánítás

A szerzők köszönetet mondnak Holger Schillacknek és Helen Copeland-Vollrath-nak a cikk olvasásának bizonyításáért.

Finanszírozási nyilatkozat

Ezt a tanulmányt az Alexander von Humboldt professzora támogatta Jürgen Margrafnak az Alexander von Humboldt-Alapítvány által odaítélt. Ezenkívül tudomásul vesszük a Ruhr-Universität Bochum nyílt hozzáférésű publikációs alapjainak támogatását. A finanszírozóknak nem volt szerepe a tanulmánytervezésben, az adatgyűjtésben és elemzésben, a közzétételi döntésben és a kézirat elkészítésében.

Adatok elérhetősége

Minden releváns adat a papíron és a Támogató információfájlokon belül található.

Referenciák

1. American Psychiatric Association. Mentális rendellenességek diagnosztikai és statisztikai kézikönyve (5th ed). Washington, DC: Amerikai Pszichiátriai Egyesület; 2013.

2. Király O, Griffiths MD, Demetrovics Z. Internet Gaming Disorder és a DSM-5: Konceptualizálás, viták és viták. Curr Addict Rep. 2015; 2 (3): 254 – 62.

3. O'Brien CP. Kommentár Tao et al. (2010): Internet-függőség és DSM-V. Függőség. 2010; 105 (3): 565.

4. Ryan T, Chester A, Reece J, Xenos S. A Facebook használata és visszaélések: A Facebook-függőség áttekintése. J Behav rabja. 2014; 3 (3): 133 – 48. doi: 10.1556 / JBA.3.2014.016 [PMC ingyenes cikk] [PubMed]

5. Reed P, Romano M, Re F, Roaro A, Osborne LA, Viganò C, et al. Az Internet expozíciót követő differenciált élettani változások a magasabb és alacsonyabb szintű problémás internethasználókban. PloS ONE. 2017; 12 (5): e0178480 doi: 10.1371 / journal.pone.0178480 [PMC ingyenes cikk] [PubMed]

6. Osborne LA, Romano M, Re F, Roaro A, Truzoli R, Reed P. Bizonyítékok internetes függőségi rendellenességre: az internetes expozíció megerősíti a színpreferenciát a visszavont problémás felhasználókban. J Clin Psychiatry. 2016; 77 (2): 269 – 74. doi: 10.4088 / JCP.15m10073 [PubMed]

7. Khang H, Kim JK, Kim Y. A digitális médiaáramlás és -függőség előzményeinek sajátosságai és motivációi: Internet, mobiltelefonok és videojátékok. Comput Human Behav. 2013; 29 (6): 2416 – 24.

8. Gunuc S. A videojátékok és az internetes függőségek közötti kapcsolatok és társulások: a tolerancia minden tünetnél jelentkező tünet. Comput Human Behav. 2015; 49: 517 – 25.

9. Romano M, Osborne LA, Truzoli R, Reed P. Az internetes expozíció differenciális pszichológiai hatása az internetfüggőkre. PLOS ONE. 2013; 8 (2): e55162 doi: 10.1371 / journal.pone.0055162 [PMC ingyenes cikk] [PubMed]

10. MD Griffiths, Kuss DJ, Demetrovics Z. Közösségi hálózati függőség: Az előzetes eredmények áttekintése: Rosenberg KP, Feder LC, szerkesztők. Viselkedési függőség. San Diego: Academic Press; 2014. o. 119 41-

11. Koc M, Gulyagci S. Facebook-függőség a török főiskolai hallgatók körében: A pszichológiai egészség, a demográfiai és használati tulajdonságok szerepe. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2013; 16 (4): 279 – 84. doi: 10.1089 / cyber.2012.0249 [PubMed]

12. Hong FY, Chiu SL. A Facebook használatát és a Facebook addiktív tendenciáját befolyásoló tényezők az egyetemi hallgatókban: Az online pszichológiai adatvédelem és a Facebook használatának motivációja. Stressz-egészségügy. 2014: 1 – 11. [PubMed]

13. Roth P. Nutzerzahlen: Facebook, Instagram és WhatsApp, Főbb jellemzők, Umsätze, uvm. (November 2017 állvány) 2017 [frissített 02 november 2017]. https://allfacebook.de/toll/state-of-facebook.

14. Michikyan M, Subrahmanyam K, Dennis J. Meg tudja mondani, ki vagyok? Neurotika, extraverzió és online önmegjelenítés fiatal felnőttek körében. Comput Human Behav. 2014; 33: 179 – 83.

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

16. Fenichel M. Facebook-függőségi rendellenesség (FAD) [idézett 2009]. http://www.fenichel.com/facebook/.

17. Wilson K, Fornasier S, Fehér KM. A fiatal felnőttek közösségi hálózati oldalainak pszichológiai előrejelzői. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2010; 13 (2): 173 – 7. doi: 10.1089 / cyber.2009.0094 [PubMed]

18. Błachnio A, Przepiórka A, Pantic I. Internethasználat, Facebook behatolás és depresszió: keresztmetszeti tanulmány eredményei. Eur Pszichiátria. 2015; 30 (6): 681 – 4. doi: 10.1016 / j.eurpsy.2015.04.002 [PubMed]

19. Balakrishnan V, Shamim A. Malaysian Facebookers: A motívumok és az addiktív magatartás feltárása nélkül. Comput Human Behav. 2013; 29 (4): 1342 – 9.

20. Andreassen CS, MD Griffiths, Gjertsen SR, Krossbakken E, Kvam S, Pallesen S. A viselkedésfüggőség és az öt tényező közötti személyiségmodell közötti kapcsolatok. J Behav rabja. 2013; 2 (2): 90 – 9. doi: 10.1556 / JBA.2.2013.003 [PubMed]

21. Błachnio A, Przepiorka A, Benvenuti M., Cannata D, Ciobanu AM, Senol-Durak E, et al. A Facebook behatolásának nemzetközi perspektívája. Psychiatry Res. 2016; 242: 385 – 7. doi: 10.1016 / j.psychres.2016.06.015 [PubMed]

22. Kraemer HC, Kazdin AE, Offord DR, Kessler RC, Jensen PS, Kupfer DJ. Megfelel a kockázat feltételeinek. Arch pszichiátria. 1997; 54 (4): 337 – 43. [PubMed]

23. Zaremohzzabieh Z, Samah BA, Omar SZ, Bolong J, Kamarudin NA. Addiktív Facebook-használat az egyetemi hallgatók körében. Asian Soc Sci. 2014; 10: 107 – 16.

24. Uysal R, Satici SA, Akin A. A Facebook közvetítő hatása^® függőség a szubjektív vitalitás és a szubjektív boldogság kapcsolatán. Psych Rep. 2013; 113 (3): 948 – 53. [PubMed]

25. Német Szövetségi Statisztikai Hivatal. Wirtschaftsrechnungen. Magán Haushalte in der Informationsgesellschaft (IKT). 2016. https://www.destatis.de/DE/Publikationen/Thematisch/EinkommenKonsumLebensbedingungen/PrivateHaushalte/PrivateHaushalteIKT2150400167004.pdf.

26. Tandoc EC, Ferrucci P, Duffy M. A Facebook használata, irigység és depresszió az egyetemi hallgatók körében: A facebooking depressziós? Comput Human Behav. 2015; 43: 139 – 46.

27. Steers M-LN, Wickham RE, Acitelli LK. Látva mindenki más legfontosabb orsóit: Hogyan kapcsolódik a Facebook használata a depressziós tünetekhez. J Soc Clin Psychol. 2014; 33 (8): 701 – 31.

28. Shakya HB, Christakis NA. A Facebook-használat összekapcsolása a veszélyeztetett jóléttel: egy longitudinális tanulmány. Am J Epidemiol. 2017; 185 (3): 203 – 11. doi: 10.1093 / AJE / kww189 [PubMed]

29. Kross E, Verduyn P, Demiralp E, Park J, Lee DS, Lin N, et al. A Facebook használata előrejelzi a fiatal felnőttek szubjektív jólétének csökkenését. PloS ONE. 2013; 8 (8): e69841 doi: 10.1371 / journal.pone.0069841 [PMC ingyenes cikk] [PubMed]

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

31. Wang JL, Jackson LA, Zhang DJ, Su ZQ. Az öt nagy személyiségtényező, az önértékelés, a nárcizmus és az érzékenységkeresés közötti kapcsolatok a kínai egyetemi hallgatók közösségi hálózati oldalak (SNS) használatához. Comput Human Behav. 2012; 28 (6): 2313 – 9.

32. Mehdizadeh S. Az 2.0 önbemutatója: nárcizmus és önbecsülés a Facebookon. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2010; 13 (4): 357 – 64. doi: 10.1089 / cyber.2009.0257 [PubMed]

33. Brailovskaia J, Bierhoff HW. Kultúrák közötti nárcizmus a Facebookon: Az önmegjelenítés, a társadalmi interakció és a nyílt és rejtett nárcizmus közötti kapcsolat egy német és orosz közösségi portálon. Comput Human Behav. 2016; 55: 251 – 7. doi: 10.1016 / j.chb.2015.09.018

34. Brailovskaia J, Margraf J. A Facebook-felhasználók és a Facebook-nem felhasználók összehasonlítása: A személyiségjegyek és a mentális egészség változói közötti kapcsolat - feltáró tanulmány. PloS ONE. 2016; 11 (12): e0166999 doi: 10.1371 / journal.pone.0166999 [PMC ingyenes cikk] [PubMed]

35. Twenge JM, Campbell WK. A nárcizmus járvány: Élet a jogosultság korában. New York: Free Press; 2009.

36. Bieda A, Hirschfeld G, Schönfeld P, Brailovskaia J, Zhang XC, Margraf J. Univerzális boldogság? A pozitív mentális egészséget mérő mérlegek kultúrák közötti mérési invariációja. Pszichol felmérése. 2016; 29 (4): 408 – 21. doi: 10.1037 / pas0000353 [PubMed]

37. Schönfeld P, Brailovskaia J, Bieda A, Zhang XC, Margraf J. A napi stressz hatása a pozitív és negatív mentális egészségre: Mediáció az önhatékonyság révén. Int J Clin Health Psychol. 2016; 16 (1): 1 – 10. doi: 10.1016 / j.ijchp.2015.08.005

38. Brailovskaia J, Schönfeld P, Kochetkov Y, Margraf J. Mit jelent számunkra a migráció? USA és Oroszország: kapcsolat a migráció, az ellenálló képesség, a szociális támogatás, a boldogság, az élettel való elégedettség, a depresszió, a szorongás és a stressz között. Curr Psychol. 2017: 1 – 11.

39. Brailovskaia J, Schönfeld P, Zhang XC, Bieda A, Kochetkov Y, Margraf J. Kultúrák közötti tanulmány Németországban, Oroszországban és Kínában: Az ellenálló és társadalmilag támogatott hallgatók védettek-e a depresszió, szorongás és stressz ellen? Psych Rep. 2017. doi: 10.1177/0033294117727745 [PubMed]

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

41. Diener E, Emmons RA, Larsen RJ, Griffin S. Az élettel való elégedettség. J Pers értékelje. 1985; 49 (1): 71 – 5. doi: 10.1207 / s15327752jpa4901_13 [PubMed]

42. Pavot W, Diener E. Az élettel való elégedettség és az élettel való elégedettség kialakulásának felépítése. J Posit Psychol. 2008; 3 (2): 137 – 52.

43. Glaesmer H, Grande G, Braehler E, Roth M. Az élettel való elégedettség német változata (SWLS): Pszichometriai tulajdonságok, érvényesség és népesség-alapú normák. Eur J Psychol Assessment. 2011; 27: 127 – 32.

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

45. Lovibond PF, Lovibond SH. A negatív érzelmi állapotok szerkezete: a depressziós szorongásstressz skálák (DASS) összehasonlítása a Beck depressziós és szorongásleltárakkal. Behav Res Ther. 1995; 33 (3): 335 – 43. [PubMed]

46. Antony MM, Bieling PJ, Cox BJ, Enns MW, Swinson RP. A depressziós szorongási stressz skálák 42 és 21 elemeinek pszichometriai tulajdonságai klinikai csoportokban és közösségi mintában. Pszichol felmérése. 1998; 10 (2): 176 – 81.

47. Norton PJ. Depressziós szorongás és stressz skálák (DASS-21): pszichometriai elemzés négy faji csoportban. Szorongás-stressz kezelése. 2007; 20 (3): 253 – 65. doi: 10.1080/10615800701309279 [PubMed]

48. Pontes HM, Andreassen CS, MD Griffiths. A bergen Facebook-függőségi skála portugál érvényesítése: empirikus tanulmány. Int J mentális rabja. 2016; 14 (6): 1062 – 73.

49. B pogány, Miller JD, Hoffman BJ, Reidy DE, Zeichner A, Campbell WK. A grandiózus nárcizmus két rövid mérésének tesztelése: a nárcisztikus személyiségleltár-13 és a nárcisztikus személyiségleltár-16. Pszichol felmérése. 2013; 25 (4): 1120 – 36. doi: 10.1037 / a0033192 [PubMed]

50. Raskin R, Terry H. A Nárciszisztikus Személyiség Készlet főkomponens-elemzése és annak konstruktivitásának további bizonyítéka. J Pers Soc Psychol. 1988; 54 (5): 890 – 902. [PubMed]

51. Brailovskaia J, Bierhoff HW, Margraf J. Hogyan lehet azonosítani a nárcizmust az 13 elemekkel? A német nárcisztikus személyiség-nyilvántartás-13 (G-NPI-13) validálása. Értékeljük. 2017. doi: 10.1177/1073191117740625 [PubMed]

52. Ackerman RA, Witt EA, Donnellan MB, Trzesniewski KH, Robins RW, Kashy DA. Mit mért valójában a nárcisztikus személyiség leltár? Értékeljük. 2011; 18: 67 – 87. [PubMed]

53. Janssen M., Pickard AS, Golicki D., Gudex C, Niewada M., Scalone L, et al. Az EQ-5D-5L mérési tulajdonságai az EQ-5D-3L-hez viszonyítva nyolc betegcsoportban: több országból álló vizsgálat. Qual Life Res. 2013; 22 (7): 1717 – 27. doi: 10.1007/s11136-012-0322-4 [PMC ingyenes cikk] [PubMed]

54. Az Euroqol Csoport. EQ-5D-3L felhasználói útmutató. 5.1 verzió 2013. http://www.euroqol.org/about-eq-5d/publications/user-guide.html.

55. Greiner W, Weijnen T, Nieuwenhuizen M., Oppe S., Badia X, Busschbach J, et al. Egységes európai valuta az EQ-5D egészségügyi állapotokhoz. Eur J Egészséggazdaság: HEPAC. 2003; 4 (3): 222 – 31. [PubMed]

56. Wen Z, X ventilátor. A hatásméretek monotonitása: A kérdéses kappa négyzet mint mediációs hatásméret. Pszichol módszerek. 2015; 20 (2): 193 – 203. doi: 10.1037 / met0000029 [PubMed]

57. Cohen J. A viselkedéstudomány statisztikai hatalmi elemzése. 2nd és Hillsdale, NJ: Lawrence Erlsbaum; 1988.

58. Hong FY, Huang DH, Lin HY, Chiu SL. A tajvani egyetemi hallgatók pszichológiai tulajdonságainak, a Facebook használatának és a Facebook-függőségnek az elemzése. Telemat Inform. 2014; 31 (4): 597 – 606.

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

60. Romano M, Roaro A, Re F, Osborne LA, Truzoli R, Reed P. A problémás internetfelhasználók bőrvezetési képessége és szorongása növekszik az internetnek való kitettség után. Behav rabja. 2017; 75: 70 – 4. doi: 10.1016 / j.addbeh.2017.07.003 [PubMed]

61. Przybylski AK, Murayama K, DeHaan CR, Gladwell V. Motivációs, érzelmi és magatartási összefüggések a hiányozás félelmével. Comput Human Behav. 2013; 29 (4): 1841 – 8.

62. Beyens I, Frison E, Eggermont S. „Nem akarok hiányozni”: A serdülők félelme a kimaradás iránt és a kapcsolata a serdülők társadalmi szükségleteivel, a Facebook használata és a Facebook-okkal kapcsolatos stressz. Comput Human Behav. 2016; 64: 1 – 8.

63. Suldo SM, Shaffer EJ. A pszichopatológián túl: A mentális egészség kettős faktorú modellje a fiatalokban. School Psych Rev. 2008; 37 (1): 52 – 68.

64. Keyes CL. Mentális betegség és / vagy mentális egészség? Az egészségi állapotmodell axiómáinak vizsgálata. J Consult Clin Psychol. 2005; 73 (3): 539 – 48. doi: 10.1037 / 0022-006X.73.3.539 [PubMed]

65. Manago AM, Taylor T, Greenfield miniszter. Én és 400 barátaim: a főiskolai hallgatók Facebook-hálóinak anatómiája, kommunikációs mintáik és jóléte. Dev Psychol. 2012; 48 (2): 369 – 80. doi: 10.1037 / a0026338 [PubMed]

66. Buffardi LE, Campbell WK. Nárcizmus és közösségi oldalak. Pers Soc Psychol Bull. 2008; 34 (10): 1303 – 14. doi: 10.1177/0146167208320061 [PubMed]

67. Twenge JM, Foster JD. A nárcissizmus-járvány terjedelmének feltérképezése: A nárcizmus növekedése az 2002 – 2007 etnikai csoportokon belül. J Res Pers. 2008; 42 (6): 1619 – 22. doi: 10.1016 / j.jrp.2008.06.014

68. Musch J, Brockhaus R, Bröder A. A társadalmi vágy két tényezőjének felmérésére szolgáló leltár. Diagnostica. 2002; 48: 121 – 9.

69. Campbell WK, Rudich EA, Sedikides C. Nárcizmus, önbecsülés és az önmegfigyelés pozitivitása: Az önszeretet két portrája. Pers Soc Psychol Bull. 2002; 28 (3): 358 – 68.

70. Watson D, Clark LA, Tellegen A. A pozitív és negatív hatások rövid méréseinek kidolgozása és validálása: a PANAS skála. J Pers Soc Psychol. 1988; 54 (6): 1063 – 70. [PubMed]

71. Verduyn P, Lee DS, Park J, Shablack H, Orvell A, Bayer J, et al. A passzív Facebook használat aláássa az érzelmi jólétet: Kísérleti és longitudinális bizonyítékok. J Exp Psychol gener. 2015; 144 (2): 480 – 8. doi: 10.1037 / xge0000057 [PubMed]

72. Tromholt M. A Facebook kísérlet: A Facebook kilépése a magasabb szintű jóléthez vezet. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2016; 19 (11): 661 – 6. doi: 10.1089 / cyber.2016.0259 [PubMed]