Un approccio psicometrico alle valutazioni dell'uso problematico della pornografia online e dei siti di social network basati sulle concettualizzazioni del disturbo dei giochi su Internet (2020)

sfondo

L'uso problematico di giochi in linea, siti di social networking (SNS) e pornografia in linea (OP) è un problema in evoluzione. Contrariamente all'uso problematico di SNS e OP, il disturbo da gioco su Internet (IGD) è stato incluso nella nuova edizione del Manuale diagnostico e statistico dei disturbi mentali (DSM-5) come condizione per ulteriori studi. Il presente studio ha adattato i criteri per IGD all'uso problematico di SNS e OP modificando un questionario convalidato per IGD (Internet Gaming Disorder Questionnaire: IGDQ) e indagando le proprietà psicometriche delle versioni modificate, SNSDQ e OPDQ.

Metodi

Due campioni online (SNS: n = 700, 25.6 ± 8.4 anni, 76.4% donne; OPERAZIONE: n = 700, 32.9 ± 12.6 anni, 76.7% maschi) hanno completato il SNSDQ / OPDQ, il Brief Symptom Inventory (BSI) e il breve Internet Addiction Test (sIAT) e hanno fornito informazioni sul loro utilizzo di SNS / OP. Sono state calcolate analisi di item standard e di affidabilità, analisi fattoriali esplorative e confermative e correlazioni con lo sIAT. Sono stati confrontati utenti problematici e non problematici.

Risultati

Le coerenze interne erano ω_ordinale = 0.89 (SNS) e ω_ordinale = 0.88 (OP). L'analisi fattoriale esplorativa ha estratto un fattore per entrambi i questionari. Le analisi fattoriali di conferma hanno confermato i risultati. I punteggi SNSDQ / OPDQ erano altamente correlati con i punteggi sIAT e moderatamente con il tempo di utilizzo di SNS / OP. Degli utenti, il 3.4% (SNS) e il 7.1% (OP) si trovava al di sopra del limite per l'uso problematico. Gli utenti problematici avevano punteggi sIAT più alti, usavano le applicazioni più a lungo e sperimentavano un maggiore disagio psicologico.

Conclusione

Nel complesso, i risultati dello studio indicano che l'adattamento dei criteri IGD è un approccio promettente per misurare l'uso problematico di SNS / OP.

Nel 2017, 3.5 miliardi di persone hanno utilizzato Internet [1]. Tra i molti modi di utilizzarlo, i giochi online, i siti di social networking (SNS) e la pornografia online (OP) sono particolarmente popolari. Tutte queste applicazioni sono oggetto di indagine, poiché il loro utilizzo problematico sembra essere collegato a disagio psicologico e problemi con il lavoro, il rendimento scolastico e le relazioni interpersonali [2,3,4,5,6,7]. Con il suo inserimento nell'appendice della quinta edizione del Manuale diagnostico e statistico dei disturbi mentali (DSM-5), Disordine di gioco su Internet (IGD) è stato riconosciuto come un disturbo che richiede ulteriori indagini [8]. Questo è stato il primo passo verso la definizione di criteri standardizzati. I 9 criteri si basano su quelli per i disturbi da uso di sostanze e il disturbo da gioco d'azzardo e devono essere soddisfatti negli ultimi 12 mesi: (1) preoccupazione per il gioco, (2) ritiro quando non si è in grado di giocare, (3) tolleranza, (4) fallimento fermare / ridurre la quantità di gioco, (5) rinunciare ad altre attività a favore del gioco, (6) continuare a giocare nonostante i problemi, (7) ingannare gli altri sulla sua quantità, (8) giocare per sfuggire a stati d'animo avversi e (9 ) che mette a rischio una relazione importante, la propria occupazione o la propria istruzione a causa del gioco.

Mentre IGD è stato incluso nel DSM-5 come condizione per ulteriori studi, l'uso problematico di SNS e OP non lo era. Petry e O'Brien (2013) [9] sostengono che vi è una mancanza di prove empiriche e incoerenza negli studi che indagano su questi problemi (SNS e OP). Tuttavia, è in corso un dibattito sull'esistenza, classificazione e diagnosi dell'uso problematico di applicazioni Internet specifiche come SNS o OP [10] e un numero crescente di studi indica la rilevanza dell'uso problematico di SNS e OP [3, 5, 11, 12], non da ultimo a causa della loro associazione con un aumento dei livelli di disagio psicologico. Questo può anche includere sintomi di disturbi psichiatrici come depressione, disturbi d'ansia, deficit di attenzione e disturbo da iperattività o disturbo ossessivo-compulsivo [2, 11, 13,14,15].

Valutazione dell'uso problematico di SNS e PO

Esistono diversi strumenti diagnostici per valutare un uso problematico di SNS e OP. La maggior parte di essi si basa sui criteri diagnostici per le dipendenze comportamentali (SNS: ad es. Bergen Social Media Addiction Scale [16] | OP: ad es. Scala del consumo di pornografia problematica [17]) o il test della dipendenza da Internet [18] (SNS: ad esempio, tendenze di dipendenza verso la scala degli SNS [19] | OP: sIAT-sesso [20]). Notare che questa non è affatto un'enumerazione esaustiva di tutti gli strumenti diagnostici. Per una panoramica dettagliata vedere Andreassen (2015) [2] per SNS e Wéry & Billieux (2017) [21] per OP. Non mancano strumenti ben convalidati, ma rimangono ancora i seguenti problemi: (i) concettualizzazioni teoriche differenti dell'uso problematico di SNS e PO con la conseguenza (ii) che non sono disponibili criteri unificati e standardizzati per valutare l'uso problematico dei tre le più importanti applicazioni online specifiche (Gaming, SNS, OP) in modo comparativo.

Il modello teorico più recente per disturbi specifici dell'uso di Internet è il modello I-PACE [22]. Si basa su scoperte empiriche e integra precedenti considerazioni teoriche da altri modelli nel campo delle dipendenze comportamentali, come il modello di sindrome [23] o il Component Model of Addiction [24]. Il modello I-PACE ipotizza che l'eziologia dell'uso problematico sia simile per diverse applicazioni Internet. Pertanto, suggerisce l'applicazione di criteri diagnostici uniformi a tutte le applicazioni, standardizzando in tal modo i criteri diagnostici e consentendo il confronto dei loro tassi di prevalenza. Poiché l'American Psychiatric Association ha già proposto criteri standardizzati per l'IGD, suggerisce di applicare questi criteri all'uso problematico di altre applicazioni Internet e ci sono diversi ricercatori che concordano con questo approccio [25,26,27]. Alcuni studi hanno già utilizzato questo approccio per sviluppare strumenti psicometrici per valutare l'uso problematico di Internet [26, 28, 29] Tuttavia, per quanto a conoscenza degli autori, c'è solo uno studio che ha utilizzato questo approccio per l'uso problematico di SNS [27] e nessuno per l'uso problematico di OP.

Scopo del presente studio

Pertanto lo scopo di questo studio era di esaminare in che misura la concettualizzazione del Disturbo da Gioco su Internet può essere adattata all'uso problematico di SNS e OP. Petry et al. (2014) [30] - che erano membri del gruppo di lavoro sul disturbo da uso di sostanze che raccomandava di includere IGD nel DSM-5 - ha pubblicato un questionario (Internet Gaming Disorder Questionnaire: IGDQ) per valutare l'IGD. Per questo studio, abbiamo utilizzato la versione tedesca, convalidata da Jeromin, Barke e Rief (2016) [31] e l'ha adattato per l'uso problematico di SNS e OP riformulando gli elementi (per i dettagli vedere la sezione "Misure"). Al fine di valutare e valutare in che misura il concetto di IGD possa fornire un utile punto di partenza per la valutazione dell'uso problematico di SNS e OP, abbiamo indagato le proprietà psicometriche delle due versioni modificate, SNSDQ e OPDQ.

Partecipanti e procedura

I dati sono stati raccolti tramite un sondaggio online (ottobre 2017 - gennaio 2018). Il collegamento al questionario è stato pubblicato su forum Internet generali (ad esempio reddit) e specifici dell'applicazione (ad esempio gruppi Facebook), SNS e mailing list. All'inizio, i partecipanti hanno specificato se utilizzano principalmente SNS o OP e sono stati reindirizzati al questionario corrispondente (SNS / OP). Come incentivo, i partecipanti potrebbero vincere uno dei cinque buoni regalo per un negozio online (valore del buono: 20 €). I criteri di inclusione erano: consenso informato, età ≥ 18 anni. I criteri di esclusione erano: nessun madrelingua (tedesco), percentuale di tempo trascorso online utilizzando SNS / OP ≤5%.

Sottocampione SNS

Un totale di 939 partecipanti hanno soddisfatto i criteri di inclusione. Di questi, 239 (25.45%) hanno dovuto essere esclusi: 228 perché mancavano dati per il SNSDQ, 7 perché non avevano fornito informazioni serie (es. Klingon come lingua madre) e 4 perché avevano tempi di risposta irrealisticamente rapidi ( 2 DS al di sotto del tempo medio). Alla fine, sono stati analizzati i dati di 700 partecipanti (Tabella 1).

Sottocampione OP

Un totale di 1858 partecipanti ha soddisfatto i criteri di inclusione. Di questi, 669 (36.01%) sono stati esclusi: 630 perché mancavano dati per l'OPDQ, 25 perché fornivano informazioni ovviamente false, 9 a causa di un tempo di risposta irrealisticamente veloce e 5 a causa di commenti che suggerivano che non avevano comprendere il sondaggio. Per aumentare la comparabilità statistica dei due sottocampioni (SNS / OP), è stato estratto un campione casuale di 700 partecipanti dai restanti 1189. Infine, sono stati analizzati i dati di 700 partecipanti (Tabella 1).

Misure

Informazioni socio-demografiche

Sono state raccolte informazioni su sesso, età, istruzione, occupazione e stato sentimentale.

Informazioni sull'uso generale e specifico di Internet

I partecipanti hanno riferito quanto tempo (ore) trascorrono online in una settimana tipica. Inoltre, hanno fornito informazioni specifiche riguardo al loro utilizzo di SNS o OP, come ad esempio quali siti SNS / OP utilizzano maggiormente e per quanto tempo utilizzano SNS o OP (ore / settimana).

Uso problematico

La tendenza all'uso problematico di SNS o OP è stata valutata con le versioni tedesche di SNSDQ e OPDQ. Questi questionari sono versioni modificate dell'IGDQ. L'IGDQ è composto da nove voci, che riflettono i corrispondenti criteri DSM-5 per IGD. Ha un formato di risposta dicotomico composto da "no" (0) e "sì" (1). Il punteggio si ottiene sommando le risposte (intervallo di punteggio: 0-9). Un punteggio ≥ 5 è stato definito come limite per la ricezione di una diagnosi di IGD [30]. Per il suo adattamento riguardante SNS e OP, gli elementi originali sono stati riformulati sostituendo tutti i riferimenti al gioco online con riferimenti a SNS o OP. Ad esempio, "Ti senti irrequieto, irritabile, lunatico, arrabbiato, ansioso o triste quando cerchi di ridurre o smettere di usare SNS o quando non sei in grado di usare SNS?" invece di "Ti senti irrequieto, irritabile, lunatico, arrabbiato, ansioso o triste quando cerchi di ridurre o interrompere il gioco o quando non sei in grado di giocare?"

Breve test di dipendenza da Internet

Lo sIAT è una versione breve dell'Internet Addiction Test e consiste in 12 affermazioni che esprimono possibili sintomi di un uso problematico di Internet (ad es. "Quanto spesso ti ritrovi a dire" solo qualche minuto in più "quando sei online?") [18]. Per il nostro studio, abbiamo utilizzato la versione tedesca convalidata e riformulato gli elementi per l'uso di SNS e OP (ad es. "Quanto spesso cerchi di ridurre il tempo che passi a guardare la pornografia online e fallisci?") [32]. I partecipanti devono valutare la frequenza con cui hanno sperimentato ogni sintomo nell'ultima settimana su una scala di 5 punti che va da 1 ("mai") ​​a 5 ("molto spesso"). Nel punteggio della somma risultante (12-60 punti), i punteggi più alti indicano un uso più problematico. Le consistenze interne delle scale adattate nel presente studio erano buone (SNS: ω = 0.88 | OP: ω = 0.88).

Breve inventario dei sintomi

La versione tedesca del Brief Symptom Inventory (BSI) è stata utilizzata per identificare i sintomi clinicamente rilevanti dei partecipanti [33, 34]. Il BSI è composto da 53 affermazioni che esprimono sintomi di disagio psicologico (ad esempio "Negli ultimi 7 giorni, quanto ti sei sentito angosciato sentendoti teso o agitato?"). Agli elementi viene data una risposta su una scala di 5 punti che va da 0 ("per niente") a 4 ("estremamente"). Il punteggio totale varia tra 0 e 212, con punteggi più alti che indicano un livello di disagio più elevato. La consistenza interna nei presenti campioni era eccellente, con ω = 0.96 (SNS) e ω = 0.96 (OP).

L'analisi dei dati

Le analisi statistiche sono state condotte utilizzando SPSS 24 (IBM SPSS Statistics), SPSS Amos, R versione 3.5.1 [35] e FACTOR per l'analisi fattoriale esplorativa (EFA) [36]. Per le analisi degli item standard per ogni questionario, SNSDQ e OPDQ, sono state calcolate le difficoltà degli item e le correlazioni item-total. Come misura di affidabilità, sono stati calcolati i coefficienti omega o ordinali omega (in caso di dati binominali). Questi coefficienti sono raccomandati come alternativa più accurata all'alfa di Cronbach, specialmente quando viene violata l'assunzione di equivalenza tau [37,38,39,40]. Per quanto riguarda la validità, abbiamo studiato le strutture dei fattori conducendo EFA e analisi fattoriali di conferma (CFA). Per questi, ogni campione (SNS e OP) è stato suddiviso casualmente in due sottocampioni (SNS1, SNS2 e OP1, OP2; ogni sottocampione: n = 350). I sottocampioni SNS1 e OP1 sono stati utilizzati per gli EFA e SNS2 e OP2 per i CFA. Tutti gli altri calcoli si basano sui campioni totali. Per verificare se i sottocampioni differivano nelle variabili chiave (età, punteggio SNSDQ / OPDQ), sono stati eseguiti test t indipendenti. Per accertare l'idoneità dei dati per l'EFA, sono stati utilizzati il ​​test Kaiser – Meyer – Olkin (KMO) e il test di sfericità di Bartlett. A causa del formato di risposta dicotomico dell'SNSDQ e dell'OPDQ, gli EFA hanno seguito Jeromin et al. (2016) [31] e ha utilizzato le correlazioni tetracoriche come input e i minimi quadrati non ponderati come metodo di stima [41]. Il numero di fattori da estrarre è stato determinato utilizzando il test MAP di Velicer [42].

Un CFA è stato eseguito su SNS2 e OP2 per testare la soluzione fattoriale. I parametri del modello sono stati stimati utilizzando stime di massima verosimiglianza. A causa della violazione del presupposto di normalità, è stato applicato il Bootstrapping di Bollen-Stine [43]. Per valutare l'adattamento del modello, sono stati calcolati l'indice di adattamento comparativo (CFI), l'errore quadratico medio della radice di approssimazione (RMSEA) e il residuo quadratico medio standardizzato (SRMR). Secondo Hu e Bentler (1999) [44], i criteri di cutoff per un adattamento del modello accettabile sono un CFI di> 0.95, un RMSEA compreso tra 0.06 e 0.08 e un SRMR <0.08.

Relazioni bivariate tra i punteggi SNSDQ e OPDG e il tempo trascorso utilizzando Internet in generale, il tempo trascorso utilizzando l'applicazione preferita (SNS / OP) ei punteggi sIAT sono stati testati con le correlazioni di Pearson.

Per dare una prima indicazione della validità diagnostica, abbiamo confrontato utenti problematici con utenti non problematici. Analogamente all'IGDQ, gli utenti con un punteggio ≥ 5 punti sono stati classificati come utenti problematici e tutti gli altri utenti come non problematici [30, 31]. Sono stati calcolati test t indipendenti (nel caso di varianze diseguali: test di Welch) per confrontare i gruppi in termini di età, tempo trascorso utilizzando Internet, tempo trascorso utilizzando la loro applicazione preferita e punteggi sIAT e BSI. A causa delle diverse dimensioni dei gruppi, Hedges ' g è riportato come misura della dimensione dell'effetto [45]. Un effetto di g = 0.20 è considerato piccolo, g = 0.50 come mezzo e g = 0.80 più grande [45].

SNS, OP e uso di Internet

SNS

I partecipanti hanno utilizzato Internet in media per 20.9 ± 14.8 ore / settimana e SNS per 9.4 ± 10 ore / settimana (44% del tempo totale online), con Facebook che è l'SNS più popolare (n = 355; 50.7%), seguito da Instagram (n = 196; 28%) e YouTube (n = 74; 10.6%). I punteggi medi SNSDQ e sIAT erano 1.2 ± 1.5 e 23.6 ± 7.3 punti. Complessivamente, 24 partecipanti (3.4%) avevano un punteggio SNSDQ di ≥5 punti e quindi si trovavano al di sopra del limite per l'uso problematico (vedere Fig. 1 per dettagli). Il punteggio totale medio BSI tra tutti i partecipanti era 9.8 ± 16.7.

Percentuale di partecipanti che soddisfano diversi numeri di criteri dell'IGDQ modificato (SNS e OP)

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OP

I partecipanti hanno utilizzato Internet in media per 21.9 ± 15.6 ore / settimana e consumato OP per 3.9 ± 6.1 ore / settimana (18.9% del tempo totale online). La forma più popolare di OP erano i video (n = 351; 50.1%), seguito da immagini (n = 275; 39.3%) e webcam (n = 71; 10.1%). I punteggi medi OPDG e sIAT erano 1.5 ± 1.7 e 22.3 ± 7.9. Un totale di 50 partecipanti (7.1%) ha ottenuto un punteggio OPDQ superiore al cutoff di ≥ 5 punti (vedere Fig. 1 per dettagli). Il punteggio BSI medio tra tutti i partecipanti era 25.6 ± 27.6.

Analisi degli articoli e coerenza interna

I risultati delle analisi degli articoli sono presentati nelle tabelle 2 ed 3.

SNS

Per la versione SNS, l'elemento 7 ha avuto l'approvazione più bassa (numero di risposte affermative (naa) = 21), mentre l'elemento 6 ha avuto il più alto (naa = 247). Questo si traduce in una difficoltà dell'oggetto di p_i = 0.03 (elemento 7) e p_i = 0.35 (elemento 6), con una difficoltà media su tutti gli elementi di p_i = 0.13. Le correlazioni elemento corretto-totale variavano da r_itc = 0.28 (elemento 3) a r_itc = 0.39 (articoli 4, 5 e 6), con una media di r_itc = 0.36. La coerenza interna era ω_ordinale = 0.89 e la bilancia non avrebbe beneficiato della rimozione di alcun elemento.

OP

Nella versione PO del questionario, l'elemento 9 (naa = 24) aveva il tasso di approvazione più basso, mentre l'elemento 7 aveva il più alto (naa = 286). La difficoltà media dell'oggetto era p_i = 17, con l'articolo 9 che rappresenta il numero maggiore (p_i = 0.03) e l'articolo 7 (p_i = 0.41) il meno difficile. Le correlazioni elemento corretto-totale variavano tra r_itc = 0.29 (elemento 7) e r_itc = 0.47 (elemento 5), con una correlazione media corretta elemento-totale di r_itc = 0.38. La coerenza interna era ω_ordinale = 0.88. La rimozione di elementi non avrebbe aumentato la coerenza interna.

Struttura del fattore

I sottocampioni (SNS1 vs. SNS2; OP1 vs. OP2) non differivano per quanto riguarda età, sesso, uso di Internet, uso di SNS / OP, punteggi sIAT, SNSDQ / OPDQ e BSI (vedere Appendice).

SNS

Il test di sfericità di Bartlett (Χ² = 407.4, df = 36, p <0.001) e il criterio KMO (0.74) indicavano che i dati erano adatti per EFA. Il test MAP di Velicer raccomandava l'estrazione di un singolo fattore. Questo fattore ha spiegato il 52.74% della varianza totale. I fattori di carico erano compresi tra 0.54 (elemento 3) e 0.78 (elemento 9) (Tabella 2). È stato calcolato un CFA con il sottocampione SNS2 per testare la soluzione a un fattore. Gli indici di adattamento erano CFI = 0.81, RMSEA = 0.092 [CI = 0.075–0.111] e SRMR = 0.064 (per il diagramma del percorso, vedere Fig. 2).

Diagramma del percorso per l'analisi fattoriale di conferma con il sottocampione SNS2 (n = 350). Tutti i coefficienti di percorso sono standardizzati e statisticamente significativi (p <0.001)

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OP

Il test di sfericità di Bartlett (Χ² = 455.7, df = 36, p <0.001) e il criterio KMO (0.80) indicava che i dati erano adatti per EFA e il test MAP suggeriva una soluzione a un fattore. Il fattore estratto ha spiegato il 53.30% della varianza totale. Gli elementi 3 e 7 avevano i fattori di carico più bassi (0.52), mentre l'elemento 9 aveva il più alto (0.93) (Tabella 3). La soluzione a un fattore è stata testata con un CFA (sottocampione: OP2). Gli indici di adattamento del modello erano CFI = 0.87, RMSEA = 0.080 [CI = 0.062-0.099] e SRMR = 0.057 (per il diagramma del percorso, vedere la Fig. 3).

Diagramma del percorso per l'analisi fattoriale di conferma con il sottocampione OP2 (n = 350). Tutti i coefficienti di percorso sono standardizzati e statisticamente significativi (p <0.001)

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Correlazioni con SNS / OP / uso di Internet e punteggi sIAT

SNS

I punteggi SNSDQ sono correlati al tempo di utilizzo di SNS (r = 0.32, p 0.01), il tempo di utilizzo settimanale di Internet (r = 0.16, p 0.01) e i punteggi sIAT (r = 0.73, p 0.01).

OP

I punteggi OPDQ erano correlati al tempo di utilizzo dell'OP (r = 0.22, p <0.01) e molto debolmente con il tempo di utilizzo di Internet a settimana (r = 0.08, p <0.05). La correlazione più alta è stata trovata con i punteggi sIAT (r = 0.72, p <0.01).

Confronto di persone con utilizzo di SNS / OP problematico e non problematico

SNS

Rispetto agli utenti non problematici, gli utenti problematici di SNS hanno utilizzato SNS molto di più e avevano punteggi sIAT più elevati. Sembravano anche provare un maggiore disagio psicopatologico, ma, nonostante l'entità dell'effetto della differenza, questa era semplicemente una tendenza (p = 0.13). Per i dettagli vedere la tabella 4.

OP

Rispetto agli utenti non problematici, i partecipanti identificati come utenti OP problematici hanno trascorso più tempo su Internet in generale e più tempo utilizzando OP, hanno avuto punteggi sIAT molto più alti e hanno sperimentato un maggiore disagio psicopatologico (Tabella 4).

Nel presente studio, abbiamo adattato la versione tedesca dell'IGDQ all'uso di SNS e OP e valutato le proprietà psicometriche delle versioni modificate al fine di indagare in che misura i criteri IGD sono adatti per valutare l'uso problematico di SNS e OP.

Analisi dell'articolo

L'approvazione media degli item è stata bassa per entrambi i questionari, il che è previsto e desiderabile dato che le liste di controllo valutano i criteri di utilizzo problematico in un campione non clinico. Per SNS, l'elemento più approvato, il punto 6, riguarda la procrastinazione. Ciò sembra plausibile, poiché gli SNS sono spesso utilizzati per procrastinare [46, 47]. L'articolo 7 (inganno / insabbiamento) ha ricevuto l'approvazione più bassa, il che sembra anche ragionevole dato che molte persone usano SNS su base quotidiana e in un modo socialmente accettato, rendendo inutile mentire al riguardo [12]. Per OP, l'articolo 7 (inganno / insabbiamento) ha ottenuto l'approvazione più alta. Questo è forse il caso perché l'accettazione sociale dell'OP è piuttosto bassa anche se viene utilizzata casualmente e molte persone potrebbero sentirsi imbarazzate al riguardo [48]. L'approvazione più bassa è stata per l'articolo 9, che sembra ragionevole, poiché implica gravi conseguenze (rischio / perdita di relazioni / opportunità). Le correlazioni elemento corretto-totale erano medie per entrambi i questionari e al di sopra della soglia di r_itc = 0.30 [43]. Le uniche eccezioni erano l'articolo 3 per SNS e l'elemento 7 per OP. Il punto 3 si riferisce alla tolleranza, un criterio che è tipico dell'abuso di sostanze ma sembra essere più difficile da applicare nel contesto dei SNS [49]. La bassa correlazione articolo corretto-totale per l'elemento 7 (OP) sembra ragionevole, poiché, come discusso, l'uso di OP può generalmente essere associato all'imbarazzo, quindi ingannare gli altri sul proprio uso non discrimina bene tra utenti problematici e non problematici.

L’affidabilità

L'SNSDQ e l'OPDG hanno mostrato una buona coerenza interna (SNS: ω_ordinale = 0.89; OP: ω_ordinale = 0.88). I risultati sono paragonabili ad altri questionari che misurano SNS problematico (ad es. Bergen Social Media Scale: α = 0.88) o uso OP (ad es. Sesso sIAT: α = 0.88) [16, 20].

Validità

Nel corso degli EFA, è stato estratto un singolo fattore per il SNS e la versione OP del questionario. Ciò è in linea con il risultato dell'IGDQ originale [31]. L'articolo 3 presentava il fattore di carico più basso in entrambe le versioni, probabilmente perché il criterio di tolleranza non si adatta molto bene al contesto di SNS e OP. In definitiva, il criterio di tolleranza ha avuto origine con le dipendenze basate su sostanze. In quel contesto, il suo significato era molto più chiaramente definito rispetto all'uso problematico di OP, SNS o, appunto, giochi online, per i quali la sua utilità è anche discussa in modo controverso (PRO: [30, 50] | contra: [51, 52]). Nella versione OP, l'elemento 7 (ingannare / coprire) aveva anche un fattore di caricamento inferiore rispetto agli altri elementi. Ciò riflette l'argomento di cui sopra sul motivo per cui l'elemento non è così utile per distinguere tra utenti problematici e non problematici (il 37.4% degli utenti non problematici e l'86% degli utenti problematici lo hanno approvato). Ciò indica che il comportamento di occultamento non è esplicitamente associato a un uso eccessivo problematico misurato dall'OPDG ma probabilmente ad atteggiamenti sociali nei confronti dell'OP in generale.

Nel complesso, i risultati per i CFA hanno suggerito che le soluzioni a un fattore per entrambi i questionari sono discutibili e non rappresentano una buona corrispondenza. Mentre l'SRMR era buono per entrambi i modelli, CFI e RMSEA erano rispettivamente al di sotto e al di sopra dei valori limite. Come nell'AAE, l'articolo 6 per SNS e l'articolo 7 per PO avevano fattori di carico particolarmente bassi. Ciò implica che la loro correlazione con la rispettiva scala complessiva è bassa e, di conseguenza, che la loro correlazione con il comportamento di utilizzo problematico è bassa. Sebbene ciò non rappresenti necessariamente un problema, è importante che studi successivi verifichino se questi elementi debbano essere rivisti, valutati in modo diverso o addirittura rimossi.

Entrambi i questionari erano fortemente correlati con le corrispondenti versioni sIAT, indicando una buona validità convergente. La versione SNS ha mostrato correlazioni da piccole a medie con l'utilizzo generale di Internet e il tempo di utilizzo di SNS (a settimana). La versione OP ha anche mostrato una piccola correlazione con il tempo di utilizzo OP (a settimana). La dimensione delle correlazioni dell'uso problematico con il tempo trascorso utilizzando la rispettiva applicazione è nel range di quelle costantemente riportate [53,54,55].

Per valutare la validità diagnostica di SNSDQ e OPDQ, abbiamo prima confrontato i tassi di prevalenza osservati con quelli trovati in altri studi. Per i SNS, il 3.4% dei partecipanti ha superato il limite e, per quanto riguarda i PO, il 7.1% ha soddisfatto i criteri di utilizzo problematico. Sebbene confrontare i tassi di prevalenza sia difficile a causa della moltitudine di diversi strumenti diagnostici, i tassi qui trovati sono paragonabili ad alcuni della letteratura esistente. Nel loro studio su un campione rappresentativo nazionale di adolescenti ungheresi, Bányai et al. (2017) [3] ha riscontrato un tasso di prevalenza del 4.5% per l'uso problematico di SNS. Per quanto riguarda l'uso problematico di OP, Giordano e Cashwell (2017) [55] ha riportato un tasso di prevalenza del 10.3% in un campione di studenti universitari americani e Ross e colleghi (2012) [15] ha trovato un tasso del 7.6% in un campione di adulti svedesi.

È importante notare che nessuna diagnosi può essere effettuata utilizzando questi strumenti. In primo luogo, né il DSM-5 né l'ICD-11 contengono diagnosi per l'uso problematico di OP o SNS. In secondo luogo, anche se lo facessero, sarebbe necessario un colloquio clinico da parte di un esperto per verificare la presenza di disagio clinicamente significativo e compromissione funzionale e l'assenza di criteri di esclusione per il singolo caso, che sono un requisito per una diagnosi psichiatrica. Un tale giudizio clinico indipendente non è stato raccolto nel presente studio, quindi non possiamo determinare se le persone al di sopra del limite possano giustificare una diagnosi. Tuttavia, li considereremmo come possibili candidati per tale diagnosi. Per indagare ulteriormente sulla validità diagnostica, abbiamo confrontato gli utenti al di sopra e al di sotto del valore soglia e abbiamo riscontrato differenze marcate. Gli utenti problematici trascorrevano più tempo online a settimana (solo per OP) e utilizzavano la loro applicazione preferita più a lungo. Sebbene un aumento del tempo di utilizzo non sia un criterio sufficiente per inferire un uso problematico, diversi studi hanno trovato una correlazione, sebbene debole, tra il tempo di utilizzo e l'uso problematico [53,54,55]. Inoltre, gli utenti problematici avevano punteggi sIAT molto più alti e sembravano sperimentare un livello più alto di disagio psicologico (solo per OP). Nel complesso, questi risultati - in particolare la grande differenza tra i punteggi totali BSI nel caso degli utenti problematici dei PO - possono essere considerati come primi indicatori della validità del criterio degli strumenti e suggeriscono che i criteri IGD potrebbero essere adatti per identificare gli individui con un uso problematico di SNS o OP [56].

Limiti

Lo studio deve essere considerato alla luce dei suoi limiti. Una limitazione è che sono stati testati solo i partecipanti adulti, sebbene in particolare i SNS siano spesso utilizzati anche dagli adolescenti [3]. Un'ulteriore limitazione è che non tutti i partecipanti hanno risposto a tutti i questionari riguardanti l'uso problematico (SNS, OP e IGD). Ciò avrebbe consentito un'indagine più approfondita della sovrapposizione tra l'utilizzo problematico delle rispettive applicazioni. Inoltre, sono stati raccolti solo dati auto-riportati, che sono soggetti a effetti di bias, come la desiderabilità sociale o la varianza del metodo comune. Inoltre, non includevano un giudizio clinico. Considerando che lo scopo delle liste di controllo self-report è identificare gli utenti problematici, ulteriori studi dovrebbero indagare la loro validità con campioni di persone che sono giudicate dai medici per mostrare un uso problematico in un senso clinicamente rilevante. Inoltre, è importante notare che non sono stati concordati né i criteri per una diagnosi, né il numero di elementi o qualsiasi cut-off. Non intendiamo proporre alcun argomento sul fatto che questi modelli comportamentali garantiscano lo status di "disturbo". Piuttosto, miriamo a promuovere la ricerca sull'identificazione dell'uso problematico di SNS e OP fornendo uno strumento comune che possa aiutare con una valutazione comparativa e suggeriamo di utilizzare questo strumento come punto di partenza comune per tali indagini, modificandole come suggeriscono ulteriori ricerche. .

Poiché alcuni parametri psicometrici dei questionari testati non sono soddisfacenti, sembra che i criteri IGD non possano essere trasferiti semplicemente all'uso problematico di SNS / OP. Tuttavia, i nostri risultati complessivi indicano che questo è un punto di partenza promettente e supporta la fattibilità dell'uso di criteri IGD adattati come quadro per valutare l'uso problematico di SNS / OP. Questo studio contribuisce alla ricerca sugli aspetti di misurazione dell'uso problematico di SNS e OP e potrebbe essere un primo passo verso una valutazione standardizzata e contribuire alle indagini su questi costrutti emergenti. La ricerca futura dovrebbe esaminare ulteriormente l'utilità dei criteri del DSM-5 per IGD nel contesto dell'uso di SNS / OP.

I set di dati utilizzati e / o analizzati durante lo studio in corso sono disponibili presso l'autore corrispondente su ragionevole richiesta.

BSI:

Breve inventario dei sintomi

CFD:

Analisi fattoriale confermativa

CFI:

Indice di adattamento comparativo

CI:

Intervallo di confidenza

DSM-5:

Manuale diagnostico e statistico dei disturbi mentali

EFA:

Analisi fattoriale esplorativa

IG D:

Disturbo da gioco in Internet (IGD)

KM:

Kaiser – Meyer – Olkin

NAA:

Numero di risposte affermative

OPERAZIONE:

Pornografia online

OPDQ:

Questionario sul disturbo della pornografia online

RMSEA:

Errore quadratico medio di approssimazione

SIAT:

Breve test di dipendenza da Internet

SNS:

Siti di social networking

SNSDQ:

Questionario sui disturbi dei siti di social networking

SRMR:

Residuo quadratico medio standardizzato