Pszichometrikus megközelítés az online pornográfia és a szociális hálózati oldalak problematikus felhasználásának értékeléséhez az internetes játékproblémák fogalmainak alapján (2020)

Háttér

Az online játékok, a közösségi oldalak (SNS) és az online pornográfia (OP) problémás használata egyre növekvő probléma. Az SNS és az OP problémás használatával ellentétben az internetes játékzavar (IGD) bekerült az új kiadásba. Mentális Betegségek Diagnosztikai és Statisztikai kézikönyve (DSM-5) a további tanulmányok feltétele. Jelen tanulmány az IGD kritériumait az SNS és az OP problematikus használatához igazította az IGD validált kérdőívének (Internet Gaming Disorder Questionnaire: IGDQ) módosításával és a módosított változatok, az SNSDQ és az OPDQ pszichometriai tulajdonságainak vizsgálatával.

Mód

Két online minta (SNS: n = 700, 25.6 ± 8.4 év, 76.4% nő; OP: n = 700, 32.9 ± 12.6 év, 76.7% férfi) elvégezte az SNSDQ / OPDQ-t, a rövid tünet-jegyzéket (BSI) és a rövid internetes függőségi tesztet (sIAT), és információt szolgáltatott az SNS / OP használatáról. Kiszámolták a standard elem- és megbízhatósági elemzéseket, a feltáró és a megerősítő faktorelemzéseket és az összefüggéseket az sIAT-tal. Összehasonlítottuk a problémás és a nem problémás felhasználókat.

Eredmények

A belső konzisztenciák ω voltak_sorrendi = 0.89 (SNS) és ω_sorrendi = 0.88 (OP). A feltáró faktoranalízis mindkét kérdőív esetében egy faktort kapott. A megerősítő faktorelemzések megerősítették az eredményeket. Az SNSDQ / OPDQ pontszámok erősen korrelálnak az sIAT pontszámokkal és mérsékelten az SNS / OP használati idővel. A felhasználók 3.4% -a (SNS) és 7.1% -a (OP) fekszik a határérték fölött a problémás használat érdekében. A problémás felhasználók magasabb sIAT pontszámmal rendelkeztek, hosszabb ideig használták az alkalmazásokat, és több pszichés distresszt tapasztaltak.

Következtetés

Összességében a tanulmány eredményei azt mutatják, hogy az IGD kritériumok adaptálása ígéretes megközelítés a problémás SNS / OP használat mérésére.

2017-ben 3.5 milliárd ember használta az internetet [1]. Használatának számos módja közül különösen népszerű az online játék, a közösségi oldalak (SNS) és az online pornográfia (OP). Mindezeket az alkalmazásokat vizsgálják, mivel problémás felhasználásuk összefüggésbe hozhatónak tűnik a pszichológiai szorongással, a munka, a tanulmányi teljesítmény és az interperszonális kapcsolatok problémáival [2,3,4,5,6,7]. Az ötödik kiadás mellékletének felvételével Mentális Betegségek Diagnosztikai és Statisztikai kézikönyve (DSM-5), Internetes játék zavar (IGD) rendellenességként ismerik el, amely további vizsgálatot indokol.8]. Ez volt az első lépés a szabványosított kritériumok meghatározása felé. A 9 kritérium a kábítószer-fogyasztási rendellenességekre és a szerencsejáték-rendellenességekre vonatkozik, és az elmúlt 12 hónapban teljesülniük kell: (1) a játékkal való foglalkozás, (2) visszavonás, ha játékképtelen, (3) tolerancia, (4) kudarc a játékmennyiség leállítása / csökkentése, (5) a játék javát szolgáló egyéb tevékenységek feladása, (6) a problémák ellenére folytatódik a játék, (7) mások megtévesztése a mennyisége miatt, (8) játék a kedvezőtlen hangulatok elkerülése érdekében, és (9) ) a játék miatt fontos kapcsolat, foglalkozás vagy iskolai végzettség veszélyeztetése.

Míg az IGD a DSM-5-be bekerült a további tanulmányok feltételeként, az SNS-ek és az OP problematikus használata nem. Petry és O'Brien (2013) [9] azzal érvelnek, hogy hiányoznak az empirikus bizonyítékok és következetlenség az ezeket a kérdéseket vizsgáló tanulmányokban (SNS és OP). Ennek ellenére folyamatos vita folyik bizonyos internetes alkalmazások, például az SNS-ek vagy az OP problémás használatának létezéséről, osztályozásáról és diagnosztizálásáról.10] és egyre több tanulmány jelzi az SNS és az OP problematikus használatának relevanciáját [3, 5, 11, 12], nem utolsósorban a megnövekedett szintű pszichológiai szorongással való összefüggésük miatt. Ez magában foglalhatja még a pszichiátriai rendellenességek tüneteit is, mint a depresszió, szorongásos rendellenességek, figyelemzavar és hiperaktivitási rendellenesség vagy rögeszmés-kényszeres rendellenesség [2, 11, 13,14,15].

A problémás SNS és OP használat értékelése

Számos különféle diagnosztikai eszköz létezik az SNS és az OP problémás használatának felmérésére. Legtöbbjük vagy a viselkedési függőségek diagnosztikai kritériumain alapul (SNS: pl. Bergen Social Media Addiction Scale [16] | OP: pl. Problematikus pornográfiai fogyasztási skála17]) vagy az Internet-függőségi teszt [18] (SNS: pl. Addiktív tendenciák az SNS-skála felé [19] | OP: SIAT-sex [20]). Ne feledje, hogy ez korántsem minden diagnosztikai műszer teljes körű felsorolása. Részletes áttekintést lásd Andreassen (2015) [2] az SNS, valamint a Wéry & Billieux (2017) [21] az OP esetében. Jól validált eszközökből nincs hiány, de a következő problémák továbbra is fennállnak: (i) a problematikus SNS és az OP használatának különböző elméleti koncepciói, ennek következménye (ii) hogy nem állnak rendelkezésre egységes, szabványosított kritériumok a három probléma problémás használatának értékelésére a legfontosabb specifikus online alkalmazások (Gaming, SNS, OP) összehasonlító módon.

A specifikus internethasználati rendellenességek legfrissebb elméleti modellje az I-PACE modell [22]. Ez empirikus megállapításokon alapul, és integrálja a viselkedési függőségek területén más modellek korábbi elméleti megfontolásait, például a szindrómamodellt [23] vagy a függőség összetevőinek modellje [24]. Az I-PACE modell feltételezi, hogy a problémás használat etiológiája hasonló a különböző internetes alkalmazásoknál. Ezért javasolja az egységes diagnosztikai kritériumok alkalmazását az összes alkalmazásra, ezáltal a diagnosztikai kritériumok egységesítését és azok előfordulási arányainak összehasonlítását. Mivel az Amerikai Pszichiátriai Társaság már szabványosított kritériumokat javasolt az IGD-re, javasolja, hogy ezeket a kritériumokat alkalmazza más internetes alkalmazások problémás használatára, és számos kutató egyetért ezzel a megközelítéssel [25,26,27]. Egyes tanulmányokban már ezt a megközelítést alkalmazták pszichometriai eszközök kifejlesztésére a problémás internethasználat értékelésére [26, 28, 29] A szerzők legjobb tudása szerint azonban csak egy tanulmány használta ezt a megközelítést az SNS problémás használatára [27] és egyik sem az OP problematikus használatára.

Jelen tanulmány célja

Ezért ennek a tanulmánynak az volt a célja, hogy megvizsgálja, hogy az internetes szerencsejáték-rendellenesség konceptualizálása mennyiben alkalmazható az SNS és az OP problémás használatához. Petry és mtsai. (2014) [30] - akik az anyaghasználati rendellenességekkel foglalkozó munkacsoport tagjai voltak, amelyek javasolják az IGD felvételét a DSM-5-be - egy kérdőívet (Internet Gaming Disorder Questionnaire: IGDQ) tettek közzé az IGD értékelésére. Ehhez a tanulmányhoz a német változatot használtuk, amelyet Jeromin, Barke és Rief (2016) igazolt [31], és a tételek átfogalmazásával adaptálta a problémás SNS és OP használatra (a részletekért lásd az „Intézkedések” részt). Annak felmérése és értékelése érdekében, hogy az IGD koncepciója milyen hasznos kiindulópontot jelenthet az SNS és az OP problémás használatának értékeléséhez, megvizsgáltuk a két módosított változat, az SNSDQ és az OPDQ pszichometriai tulajdonságait.

A résztvevők és az eljárás

Az adatokat online felmérés útján gyűjtötték (2017. október - 2018. január). A kérdőív linkjét általános (pl. Reddit) és alkalmazás-specifikus internetes fórumokon (pl. Facebook csoportok), SNS-eken és levelezőlistákon tették közzé. Először a résztvevők meghatározták, hogy elsősorban SNS-t vagy OP-t használnak-e, és átirányították őket a megfelelő kérdőívre (SNS / OP). Ösztönzésként a résztvevők megnyerhetik az online ajándékbolt öt ajándékutalványának egyikét (utalvány értéke: 20 €). A felvételi kritériumok a következők voltak: tájékozott beleegyezés, életkor ≥ 18 év. A kizárási kritériumok a következők voltak: nincs anyanyelvű (német), az SNS-ek / OP használatával töltött online idő százalékos aránya ≤5%.

SNS alminta

Összesen 939 résztvevő teljesítette a felvételi kritériumokat. Ezek közül 239-et (25.45%) kellett kizárni: 228-at azért, mert hiányoztak az SNSDQ-hoz szükséges adatok, 7-et azért, mert nem szolgáltattak komoly információkat (pl. A klingon anyanyelvük), 4-et pedig irreálisan gyorsan válaszoltak ( 2 SD az átlagidő alatt). Végül 700 résztvevő adatait elemezték (XNUMX. Táblázat) 1).

OP alminta

Összesen 1858 résztvevő teljesítette a felvételi kritériumokat. Ezek közül 669-et (36.01%) kellett kizárni: 630-at azért, mert hiányoztak az OPDQ adatai, 25-et nyilvánvalóan hamis információkkal szolgáltak, 9-et irreálisan gyors válaszidő miatt, 5-öt pedig olyan megjegyzések miatt, amelyek arra utalnak, hogy nem sikerült értse meg a felmérést. A két alminta (SNS / OP) statisztikai összehasonlíthatóságának növelése érdekében a fennmaradó 700-ből 1189 résztvevőből vettünk véletlenszerű mintát. Végül 700 résztvevő adatait elemeztük (táblázat 1).

intézkedések

Társadalmi-demográfiai információk

A nemre, az életkorra, az iskolai végzettségre, a foglalkoztatásra és a kapcsolati státuszra vonatkozó információkat gyűjtöttek.

Információk az általános és specifikus internethasználatról

A résztvevők beszámoltak arról, hogy mennyi időt (órát) töltenek online egy tipikus héten. Ezenkívül konkrét információkat nyújtottak az SNS vagy az OP használatukról, például arról, hogy mely SNS / OP oldalakat használják leginkább, és meddig használják az SNS-eket vagy az OP-t (órák / hét).

Problémás felhasználás

A problémás SNS vagy OP használat tendenciáját az SNSDQ és az OPDQ német verzióival értékeltük. Ezek a kérdőívek az IGDQ módosított változatai. Az IGDQ kilenc elemből áll, amelyek tükrözik az IGD megfelelő DSM-5 kritériumait. Dichotóm válaszformátuma „nem” (0) és „igen” (1). A pontszámot a válaszok összeadásával kapjuk meg (ponttartomány: 0–9). ≥ 5-ös pontszámot határozták meg az IGD diagnózisának befogadásának határértékeként [30]. Az SNS és az OP vonatkozásában az eredeti elemeket átfogalmazták úgy, hogy minden online játékra vonatkozó hivatkozást SNS-re vagy OP-re cseréltek. Például: "Nyugtalannak, ingerlékenynek, kedvesnek, dühösnek, szorongónak vagy szomorúnak érzi magát, amikor megpróbálja csökkenteni vagy abbahagyni az SNS használatát, vagy ha nem tudja használni az SNS-t?" a „Nyugtalannak, ingerlékenynek, kedvesnek, dühösnek, szorongónak vagy szomorúnak érzed magad, amikor megpróbálod csökkenteni vagy abbahagyni a játékot, vagy amikor nem tudsz játszani?”

Rövid internetes függőségi teszt

A sIAT az internetes függőségi teszt rövid változata, és 12 állításból áll, amelyek a problémás internethasználat lehetséges tüneteit fejezik ki (pl. „Milyen gyakran találod magadnak„ csak néhány percet ”online állapotban?) [18]. Tanulmányunkhoz az érvényes német változatot használtuk, és az elemeket átfogalmaztuk az SNS és az OP használatához (pl. „Milyen gyakran próbálja csökkenteni az online pornográfia megtekintésével töltött időt és nem sikerül?”) [32]. A résztvevőknek 5 pontos skálán kell értékelniük az elmúlt héten az egyes tünetek tapasztalatát, 1-től ("soha") és 5-ig ("nagyon gyakran"). Az így kapott összpontszámban (12–60 pont) a magasabb pontszámok jelzik a problémásabb felhasználást. Az adaptált skálák belső konzisztenciája a jelen tanulmányban jó volt (SNS: ω = 0.88 | OP: ω = 0.88).

Rövid tüneti leltár

A résztvevők klinikailag releváns tüneteinek azonosítására a Brief Symptom Inventory (BSI) német változatát használták [33, 34]. A BSI 53 állításból áll, amelyek kifejezik a pszichés distressz tüneteit (pl. „Mennyit zavart az elmúlt 7 napban, ha feszültnek érezted magad, vagy elakadt?) Az elemeket 5 pontos skálán válaszolják meg, 0-tól („egyáltalán nem”) és 4-ig („rendkívül”). Az összpontszám 0 és 212 között mozog, a magasabb pontszámok magasabb szorongást jeleznek. A jelen minták belső konzisztenciája kiváló volt, ω = 0.96 (SNS) és ω = 0.96 (OP).

Az adatok elemzése

A statisztikai elemzéseket az SPSS 24 (IBM SPSS Statistics), az SPSS Amos, R 3.5.1 verzió [35] és FACTOR a feltáró faktoranalízishez (EFA) [36]. Az egyes kérdőívek, az SNSDQ és az OPDQ standard elemzéséhez kiszámolták az elem nehézségeit és a tétel – össz összefüggéseket. A megbízhatóság mérésére kiszámítottuk az együtthatós omega vagy a rendes omega értékeket (binomális adatok esetén). Ezeket az együtthatókat a Cronbach-alfa pontosabb alternatívájaként javasoljuk, különösen akkor, ha a tau-ekvivalencia feltételezését megsértik [37,38,39,40]. Az érvényesség tekintetében EFA-k és megerősítő faktoranalízisek (CFA) segítségével vizsgáltuk a faktorszerkezeteket. Ezekhez mindegyik mintát (SNS és OP) véletlenszerűen két részmintára osztottuk (SNS1, SNS2 és OP1, OP2; mindegyik alminta: n = 350). Az EFS-ekhez az SNS1 és OP1 almintákat, a CFA-khoz pedig az SNS2 és OP2 almintákat használtuk. Az összes többi számítás a teljes mintán alapul. Annak tesztelésére, hogy az alminták különböznek-e a fő változókban (életkor, SNSDQ / OPDQ pontszám), független t teszteket hajtottak végre. Az adatok EFA-ra való alkalmasságának megállapításához a Kaiser – Meyer – Olkin tesztet (KMO) és a Bartlett gömbösség-tesztjét alkalmaztuk. Az SNSDQ és az OPDQ dichotóm válaszformátuma miatt az EFA-k Jeromin et al. (2016) [31], és becslési módszerként tetrachorikus korrelációkat használt, és a súlyozatlan legkisebb négyzeteket [41]. A kivonandó tényezők számát Velicer MAP tesztjével határoztuk meg [42].

CFA-t hajtottunk végre SNS2-n és OP2-en a faktoroldat teszteléséhez. A modell paramétereit a maximális valószínűség becslésével becsültük meg. A normál feltételezés megsértése miatt a Bollen-Stine Bootstrapping-et alkalmazták [43]. A modell illeszkedésének értékeléséhez kiszámítottuk az összehasonlító illesztési indexet (CFI), a közelítés gyökértékének négyzet hibáját (RMSEA) és a standardizált gyök átlag négyzet maradványát (SRMR). Hu és Bentler (1999) szerint [44], az elfogadható modellillesztés kritériumai: CFI> 0.95, RMSEA 0.06 és 0.08 között és SRMR <0.08.

Az SNSDQ és az OPDG pontszámok és általában az Internet használatával töltött idő, az előnyben részesített alkalmazás (SNS / OP) és az sIAT pontszámok közötti kétváltozós kapcsolatokat Pearson-korrelációkkal teszteltük.

A diagnosztikai érvényesség első jelzésére összehasonlítottuk a problémás felhasználókat a nem problémás felhasználókkal. Az IGDQ-hoz hasonlóan a ≥ 5 pontot elérő felhasználókat problematikus felhasználóknak, az összes többi felhasználót pedig problematikusnak minősítették [30, 31]. Független t teszteket (egyenlőtlen eltérések esetén: Welch-tesztek) számítottunk, hogy összehasonlítsuk a csoportokat az életkor, az Internet használatával töltött idő, az általuk preferált alkalmazással töltött idő, valamint az sIAT és BSI pontszámok alapján. Az egyenlőtlen csoportméretek miatt a sövények g a hatás nagyságának mérőszámaként [45]. A hatása g = 0.20 kicsi, g = 0.50 mint közepes és g = 0.80 ekkora [45].

SNS, OP és internethasználat

SNS

A résztvevők az internetet átlagosan 20.9 ± 14.8 óránként / hét, az SNS-eket pedig 9.4 ± 10 órán át / héten használták (a teljes online idő 44% -a), a Facebook a legnépszerűbb SNS (n = 355; 50.7%), amelyet az Instagram követ (n = 196; 28%) és a YouTube (n = 74; 10.6%). Az átlagos SNSDQ és sIAT pontszám 1.2 ± 1.5 és 23.6 ± 7.3 pont volt. Összességében 24 résztvevő (3.4%) SNSDQ pontszáma ≥5 pont volt, és így a problémás felhasználás határértéke fölött feküdt (lásd. 1 a részletekért). Az összes résztvevő átlagos BSI összesített pontszáma 9.8 ± 16.7 volt.

A módosított IGDQ (SNS és OP) különböző kritériumainak megfelelő résztvevők százalékos aránya

Teljes méretű kép

OP

A résztvevők átlagosan heti 21.9 ± 15.6 órán át használták az internetet, és 3.9 ± 6.1 órát / hétig fogyasztották az OP-t (a teljes online idő 18.9% -a). Az OP legnépszerűbb formája a videók voltak (n = 351; 50.1%), majd képek (n = 275; 39.3%) és webkamerák (n = 71; 10.1%). Az átlagos OPDG és sIAT pontszám 1.5 ± 1.7 és 22.3 ± 7.9 volt. Összesen 50 résztvevő (7.1%) érte el az OPDQ pontszámot a ≥ 5 pontos határérték fölött (lásd. 1 a részletekért). Az összes résztvevő átlagos BSI-pontszáma 25.6 ± 27.6 volt.

Tételelemzés és belső konzisztencia

A tételelemzések eredményeit a táblázatok mutatják be 2 és a 3.

SNS

Az SNS változat esetében a 7. tételnek volt a legkisebb jóváhagyása (az igenlő válaszok száma (naa) = 21), míg a 6. tételnek volt a legmagasabb (naa = 247). Ez az elem nehézségét jelenti p_i = 0.03 (7. tétel) és p_i = 0.35 (6. tétel), átlagos nehézséggel a p_i = 0.13. A korrigált tétel – összes összefüggés a következő volt: r_itc = 0.28 (3. tétel) - r_itc = 0.39 (4., 5. és 6. tétel), átlagával r_itc = 0.36. A belső konzisztencia ω volt_sorrendi = 0.89, és a skálának nem lett volna előnye egyetlen elem eltávolítása sem.

OP

A kérdőív OP változatában a 9. tétel (naa = 24) volt a legalacsonyabb, míg a 7. tétel a legmagasabb (naa = 286). Az átlagos tárgyi nehézség az volt p_i = .17, a 9. tétel a legtöbb (p_i = 0.03) és a 7. tétel (p_i = 0.41) a legkevésbé nehéz. A korrigált tétel – összes összefüggés a következők között mozgott r_itc = 0.29 (7. tétel) és r_itc = 0.47 (5. tétel), átlagos korrigált tétel – teljes korrelációval r_itc = 0.38. A belső konzisztencia ω volt_sorrendi = 0.88. Az elemek eltávolítása nem növelte a belső konzisztenciát.

Faktorszerkezet

Az alminták (SNS1 vs. SNS2; OP1 és OP2) nem különböztek életkor, nem, internethasználat, SNS / OP használat, sIAT, SNSDQ / OPDQ és BSI pontszámok tekintetében (lásd: Függelék).

SNS

Bartlett gömbvizsgálata (Χ² = 407.4, df = 36, p <0.001), valamint a KMO-kritérium (0.74) azt mutatta, hogy az adatok alkalmasak az EFA-ra. A Velicer MAP tesztje egyetlen faktor kivonását javasolta. Ez a tényező magyarázta a teljes variancia 52.74% -át. A faktorterhelések 0.54 (3. Tétel) és 0.78 (9. Tétel) között mozogtak (XNUMX. Táblázat) 2). Az egyfaktoros megoldás teszteléséhez kiszámítottuk az SNS2 almintával rendelkező CFA-t. Az illesztési indexek CFI = 0.81, RMSEA = 0.092 [CI = 0.075–0.111] és SRMR = 0.064 (az útvonal diagramját lásd: 2).

Útdiagram az SNS2 almintával végzett megerősítő faktorelemzéshez (n = 350). Valamennyi útegyüttható standardizált és statisztikailag szignifikáns (p <0.001)

Teljes méretű kép

OP

Bartlett gömbvizsgálata (Χ² = 455.7, df = 36, p <0.001) és a KMO-kritérium (0.80) azt mutatta, hogy az adatok alkalmasak az EFA-ra, és a MAP-teszt egy faktoros megoldást javasolt. A kivont faktor a teljes variancia 53.30% -át magyarázta. A 3. és a 7. tételben volt a legalacsonyabb a faktorterhelés (0.52), míg a 9. tételben volt a legmagasabb (0.93) (XNUMX. táblázat) 3). Az egyfaktoros megoldást CFA-val teszteltük (alminta: OP2). A modell illesztési indexei a következők voltak: CFI = 0.87, RMSEA = 0.080 [CI = 0.062–0.099] és SRMR = 0.057 (az útvonal diagramját lásd: 3).

Útdiagram az OP2 almintával végzett megerősítő faktorelemzéshez (n = 350). Valamennyi útegyüttható standardizált és statisztikailag szignifikáns (p <0.001)

Teljes méretű kép

Összefüggések az SNS / OP / internethasználattal és a sIAT pontszámokkal

SNS

Az SNSDQ pontszámok korreláltak az SNS használati idővel (r = 0.32, o 0.01), a heti internethasználati idő (r = 0.16, o 0.01) és a sIAT pontszámok (r = 0.73, o 0.01).

OP

Az OPDQ pontszámok korreláltak az OP használati idővel (r = 0.22, p <0.01) és nagyon gyengén a heti internethasználati idővel (r = 0.08, p <0.05). A legmagasabb korrelációt az sIAT pontszámokkal (r = 0.72, p <0.01).

Problémás és nem problematikus SNS / OP használatú személyek összehasonlítása

SNS

A problémamentes felhasználókhoz képest a problémás SNS-felhasználók sokkal jobban használták az SNS-t, és magasabb sIAT-pontszámmal rendelkeztek. Úgy tűnt, hogy több pszichopatológiai szorongást is tapasztalnak, de a különbség hatása nagysága ellenére ez csupán tendencia volt (p = 0.13). A részleteket lásd a táblázatban 4.

OP

A problémamentes felhasználókhoz képest a problémás OP-felhasználóként azonosított résztvevők több időt töltöttek általában az interneten, és több időt töltöttek az OP használatával, sokkal magasabb sIAT pontszámmal rendelkeztek, és több pszichopatológiai szorongást éltek át (táblázat 4).

Jelen tanulmányban az IGDQ német változatát az SNS-ek és az OP használatához igazítottuk, és a módosított változatok pszichometriai tulajdonságait értékeltük annak érdekében, hogy megvizsgáljuk, az IGD-kritériumok mennyire alkalmasak az SNS és az OP problematikus használatának értékelésére.

Tételelemzés

A tételek átlagos jóváhagyása mindkét kérdőív esetében alacsony volt, ami várható és kívánatos, mivel az ellenőrzőlisták nem klinikai mintában értékelik a problematikus felhasználás kritériumait. Az SNS esetében a leginkább jóváhagyott tétel, a 6. tétel, a halogatást érinti. Ez hihetőnek tűnik, mivel az SNS-t gyakran használják halogatásra [46, 47]. A 7. tétel (megtévesztés / leplezés) a legkevesebb jóváhagyást kapta, ami szintén ésszerűnek tűnik, tekintve, hogy sokan használják az SNS-t naponta és társadalmilag elfogadott módon, szükségtelenné téve az ezzel való hazudozást [12]. Az OP esetében a 7. tétel (megtévesztés / leplezés) volt a legmagasabb jóváhagyással. Ez valószínűleg azért van így, mert az OP társadalmi elfogadottsága meglehetősen alacsony még akkor is, ha alkalmatlanul használják, és sokan zavarban lehetnek emiatt [48]. A legalacsonyabb a 9. tételre vonatkozó jóváhagyás, ami ésszerűnek tűnik, mivel súlyos következményekkel jár (kockázat / kapcsolatok / lehetőségek elvesztése). A korrigált tétel – összes összefüggés közepes volt mindkét kérdőív esetében, és meghaladta a küszöbértéket r_itc = 0.30 [43]. Az egyetlen kivétel az SNS 3. és az OP esetében a 7. tétel volt. A 3. pont a toleranciára utal, amely kritérium jellemző a kábítószer-fogyasztásra, de úgy tűnik, hogy az SNS-ek kapcsán nehezebben alkalmazható [49]. Az alacsony korrigált tétel – teljes korreláció a 7. tételhez (OP) ésszerűnek tűnik, mivel, amint arról már volt szó, az OP használata általában zavarba hozható, így mások megtévesztése a felhasználása miatt nem tesz különbséget a problémás és problémamentes felhasználók között.

Megbízhatóság

Az SNSDQ és az OPDG jó belső konzisztenciát mutatott (SNS: ω_sorrendi = 0.89; OP: ω_sorrendi = 0.88). Az eredmények összehasonlíthatók a problematikus SNS-t mérő egyéb kérdőívekkel (pl. Bergen Social Media Scale: α = 0.88) vagy az OP használatával (pl. SIAT-sex: α = 0.88) [16, 20].

Érvényesség

Az EFA-k során egyetlen tényezőt vontak ki az SNS-hez, valamint a kérdőív OP-változatához. Ez összhangban van az eredeti IGDQ eredményével [31]. A 3. tételnél volt a legkisebb tényezőterhelés mindkét változatban, valószínűleg azért, mert a tolerancia kritériuma nem nagyon illik az SNS és az OP kontextusába. Végül a tolerancia kritériuma az anyag-alapú függőségekből származott. Ebben az összefüggésben sokkal egyértelműbben meghatározták a jelentését, mint az OP, az SNS vagy az online játékok problémás használatát illetően, amelyek hasznosságáról szintén ellentmondásos viták folynak (mert: [30, 50] | contra: [51, 52]). Az OP változatban a 7. tétel (megtévesztés / takarás) szintén alacsonyabb tényezővel terhelt, mint a többi elem. Ez tükrözi a fenti érvet azzal kapcsolatban, hogy az elem miért nem annyira hasznos a problémás és a nem problematikus felhasználók megkülönböztetésére (a nem problematikus felhasználók 37.4% -a és a problémás felhasználók 86% -a támogatta). Ez azt jelzi, hogy a leplezési magatartás nem kifejezetten összefügg az OPDG által mért problematikus túlhasználattal, hanem valószínűleg az OP-val szembeni társadalmi attitűdökkel általában.

Összességében a CFA-k eredményei azt sugallták, hogy mindkét kérdőív egykomponensű megoldásai megkérdőjelezhetők és nem jelentenek megfelelő illeszkedést. Míg az SRMR mindkét modell esetében jó volt, a CFI és az RMSEA a határértékek alatt, illetve felül volt. Az EFA-hoz hasonlóan az SNS 6. és OP esetében a 7. tétel különösen alacsony tényezőterhelésű volt. Ez azt jelenti, hogy alacsony a korrelációjuk a megfelelő átfogó skálával, és ennek megfelelően alacsony a korrelációjuk a problémás használati magatartással. Bár ez nem feltétlenül jelent problémát, fontos, hogy a későbbi tanulmányok ellenőrizzék, hogy ezeket az elemeket felül kell-e vizsgálni, másként kell-e súlyozni vagy akár el is kell-e távolítani.

Mindkét kérdőív szorosan korrelált a megfelelő sIAT verziókkal, jó konvergens érvényességet jelezve. Az SNS verzió kis és közepes összefüggéseket mutatott az általános internethasználattal és az SNS használati idővel (hetente). Az OP verzió szintén kis összefüggést mutatott az OP használati idejével (hetente). A problémás használat és az adott alkalmazás használatával eltöltött idő közötti korrelációk nagysága az állandóan beszámolt tartományba esik [53,54,55].

Az SNSDQ és az OPDQ diagnosztikai érvényességének értékeléséhez először a megfigyelt prevalencia arányokat hasonlítottuk össze más vizsgálatokban tapasztaltakkal. Az SNS-ek esetében a résztvevők 3.4% -a túllépte a határértéket, és az OP tekintetében 7.1% -uk teljesítette a problémás felhasználás kritériumait. Bár az előfordulási arányok összehasonlítása a különböző diagnosztikai eszközök sokasága miatt nehéz, az itt található arányok összehasonlíthatók a meglévő szakirodalomban szereplőekkel. A magyar serdülők országos reprezentatív mintájának vizsgálatában Bányai et al. (2017) [3] 4.5% -os prevalenciát talált a problémás SNS használat esetén. Ami az OP problematikus használatát illeti, Giordano és Cashwell (2017) [55] 10.3% -os előfordulási arányról számolt be az amerikai főiskolai hallgatók, valamint Ross és munkatársai (2012) mintájában [15] 7.6% -os arányt talált a svéd felnőttek mintájában.

Fontos megjegyezni, hogy ezen eszközökkel nem lehet diagnosztizálni. Először: sem a DSM-5, sem az ICD-11 nem tartalmaz diagnózist az OP vagy az SNS problémás használatához. Másodszor, még akkor is, ha mégis megtennék, szakértői klinikai interjúra lenne szükség a klinikailag jelentős distressz és funkcionális károsodás jelenlétének, valamint az egyes esetekre vonatkozó kizárási kritériumok hiányának igazolásához, amelyek a pszichiátriai diagnózis követelményei. Ilyen független klinikai megítélést a jelen tanulmány nem gyűjtött össze, így nem tudjuk meghatározni, hogy a határérték feletti személyek indokolják-e a diagnózist. Mindazonáltal lehetséges jelöltnek tartanánk őket egy ilyen diagnózis felállításához. A diagnosztikai érvényesség további vizsgálatához összehasonlítottuk a felhasználókat a határérték felett és alatt, és markáns különbségeket találtunk. A problémás felhasználók hetente több időt töltöttek online (csak az OP esetében), és a kívánt alkalmazást hosszabb ideig használták. Bár a megnövekedett használati idő nem elegendő kritérium a problémás felhasználás következtetésére, számos tanulmány megállapította - bár gyenge - összefüggést a használati idő és a problémás használat között [53,54,55]. Ezenkívül a problémás felhasználók sokkal magasabb sIAT pontszámmal rendelkeztek, és úgy tűnt, hogy magasabb szintű pszichológiai distresszt tapasztalnak (csak az OP esetében). Összességében ezek az eredmények - különösen a BSI összesített pontszámai közötti nagyon nagy különbség a problémás OP felhasználók esetében - az eszközök kritérium érvényességének első mutatóiként tekinthetők, és arra utalnak, hogy az IGD kritériumok alkalmasak lehetnek az egyének azonosítására az SNS vagy az OP problematikus használata56].

korlátozások

A tanulmányt korlátai fényében kell figyelembe venni. Az egyik korlátozás az, hogy csak felnőtt résztvevőket teszteltek, bár az SNS-t a serdülők is gyakran használják [3]. További korlátozás, hogy nem minden résztvevő válaszolt meg minden problémás felhasználásra vonatkozó kérdőívet (SNS, OP és IGD). Ez lehetővé tette volna az egyes alkalmazások problematikus használata közötti átfedések részletesebb vizsgálatát. Ezenkívül csak saját maguk által közölt adatokat gyűjtöttek, amelyek hajlamosak az elfogultsági hatásokra, például a társadalmi kívánatosságra vagy a szokásos módszer-szórásra. Ezenkívül nem vettek fel klinikai ítéletet. Figyelembe véve, hogy az önjelentési ellenőrzőlisták célja a problémás felhasználók azonosítása, további tanulmányoknak meg kell vizsgálniuk érvényességüket olyan személyek mintáival, akiket a klinikusok úgy ítélnek meg, hogy klinikailag releváns értelemben mutatják a problémás felhasználást. Ezenkívül fontos megjegyezni, hogy sem a diagnózis kritériumaiban, sem a tételek számában, sem a határértékekben nem állapodtak meg. Nem kívánunk érveket felvetni azzal kapcsolatban, hogy ezek a viselkedési minták indokolják-e a „rendellenesség” státust. Inkább az SNS és az OP problematikus használatának azonosítását célzó kutatás előmozdítását célozzuk meg egy olyan közös eszköz biztosításával, amely segíthet az összehasonlító értékelésben, és javasoljuk ennek az eszköznek a közös kiindulópontként való használatát az ilyen vizsgálatokhoz, módosítva azokat, mivel további kutatások erre utalnak. .

Mivel a tesztelt kérdőívek egyes pszichometriai paraméterei nem kielégítőek, úgy tűnik, hogy az IGD kritériumokat nem lehet egyszerűen átvinni az SNS / OP problematikus alkalmazásába. Mindazonáltal átfogó eredményeink azt mutatják, hogy ez ígéretes kiindulópont, és támogatják az adaptált IGD-kritériumok alkalmazásának életképességét keretrendszerként a problémás SNS / OP-használat értékelésére. Ez a tanulmány hozzájárul a problémás SNS és az OP használatának mérésével kapcsolatos kutatáshoz, és ez lehet az első lépés a standardizált értékelés felé, és hozzájárulhat ezeknek a kialakulóban lévő konstrukcióknak a vizsgálatához. A jövőbeli kutatásnak tovább kell vizsgálnia a DSM-5 kritériumok hasznosságát az IGD számára az SNS / OP használatával összefüggésben.

A jelenlegi vizsgálat során felhasznált és / vagy elemzett adatkészletek ésszerű kérésre a megfelelő szerzőtől elérhetőek.

BSI:

Rövid tüneti leltár

CFA:

Megerősítő tényező elemzés

CFI:

Összehasonlító illesztési index

IC:

Megbízhatósági intervallum

DSM-5:

Mentális Betegségek Diagnosztikai és Statisztikai kézikönyve

EFA:

Feltáró tényező elemzés

IGD:

Internetes játékzavar (IGD)

KMO:

Kaiser – Meyer – Olkin

NAA:

Az igenlő válaszok száma

PO:

Online pornográfia

OPDQ:

Online pornográfiai rendellenesség kérdőív

RMSEA:

A közelítés gyök középértékének négyzethibája

IAT:

Rövid internetes függőségi teszt

SNS:

Közösségi oldalak

SNSDQ:

A közösségi hálózatok helyzeteinek kérdőíve

SRMR:

Standardizált gyökérték négyzet maradék