גישה פסיכומטרית להערכות של שימוש בעייתי בפורנוגרפיה מקוונת ואתרי רשת חברתית על בסיס ההמשגות של הפרעת המשחק באינטרנט (2020)

רקע

השימוש הבעייתי במשחקים מקוונים, באתרי רשתות חברתיות (SNS) ובפורנוגרפיה מקוונת (OP) הוא בעיה מתפתחת. בניגוד לשימוש הבעייתי ב- SNS ו- OP, הפרעת המשחק באינטרנט (IGD) נכללה במהדורה החדשה של המדריך האבחוני וסטטיסטי של הפרעות נפשיות (DSM-5) כתנאי להמשך מחקר. המחקר הנוכחי התאים את הקריטריונים ל- IGD לשימוש הבעייתי ב- SNS ו- OP על ידי שינוי שאלון מאומת ל- IGD (שאלון הפרעות המשחק באינטרנט: IGDQ) ובדיקת המאפיינים הפסיכומטריים של הגרסאות שהשתנו, SNSDQ ו- OPDQ

שיטות

שתי דוגמאות מקוונות (SNS: n = 700, 25.6 ± 8.4 שנים, 76.4% נשים; OP: n = 700, 32.9 ± 12.6 שנים, 76.7% גברים) השלימו את SNSDQ / OPDQ, מלאי התסמינים הקצרים (BSI) ובדיקת ההתמכרות לאינטרנט (SIAT) הקצרה וסיפקו מידע על השימוש שלהם ב- SNS / OP. חושבו ניתוחי פריט ואמינות סטנדרטיים, ניתוחי גורם חקר ואישור וקורלציה עם ה- SIAT. הושוו משתמשים בעייתיים ולא בעייתיים.

תוצאות

העקביות הפנימית הייתה ω_סידור = 0.89 (SNS) ו- ω_סידור = 0.88 (OP). ניתוחי הגורמים החוקרים חילצו גורם אחד לשני השאלונים. ניתוח גורמי אישור אישר את התוצאות. ציוני SNSDQ / OPDQ מתואמים מאוד עם ציוני ה- sIAT ובמתון עם זמן השימוש ב- SNS / OP. מבין המשתמשים, 3.4% (SNS) ו- 7.1% (OP) שכבו מעל לניתוק לשימוש בעייתי. משתמשים בעייתיים קיבלו ציוני sIAT גבוהים יותר, השתמשו ביישומים למשך זמן ארוך יותר וחוו מצוקה פסיכולוגית יותר.

סיכום

בסך הכל, תוצאות המחקר מצביעות על כך שהתאמת הקריטריונים של IGD היא גישה מבטיחה למדידת שימוש בעייתי ב- SNS / OP.

בשנת 2017, 3.5 מיליארד אנשים השתמשו באינטרנט [1]. מבין דרכים רבות לשימוש בו, משחקים מקוונים, אתרי רשתות חברתיות (SNS) ופורנוגרפיה מקוונת (OP) פופולריים במיוחד. כל היישומים הללו נמצאים בבדיקה, שכן נראה שהשימוש הבעייתי שלהם קשור למצוקה פסיכולוגית ולבעיות בעבודה, ביצועים אקדמיים ויחסים בין אישיים [2,3,4,5,6,7]. עם הכללתו בנספח המהדורה החמישית של המדריך האבחוני וסטטיסטי של הפרעות נפשיות (DSM-5), הפרעת משחק באינטרנט (IGD) הוכרה כהפרעה המצדיקה המשך חקירה [8]. זה היה הצעד הראשון לקראת הגדרת קריטריונים סטנדרטיים עבורו. 9 הקריטריונים מבוססים על הפרעות בשימוש בחומרים והפרעות הימורים ויש למלא אותם במשך 12 החודשים האחרונים: (1) עיסוק במשחקים, (2) נסיגה כשאין אפשרות למשחק, (3) סובלנות, (4) כישלון להפסיק / להפחית את כמות המשחקים, (5) לוותר על פעילויות אחרות לטובת משחקים, (6) להמשיך לשחק למרות בעיות, (7) להונות אחרים על כמותו, (8) למשחקים כדי לברוח ממצבי רוח שליליים ו- (9 ) מסכן מערכת יחסים חשובה, עיסוקו או השכלתו בגלל משחק.

בעוד ש- IGD נכלל ב- DSM-5 כתנאי להמשך מחקר, השימוש הבעייתי ב- SNS ו- OP לא היה. פטרי ואובריאן (2013) [9] טוענים כי חסרים ראיות אמפיריות וחוסר עקביות במחקרים החוקרים נושאים אלו (SNS ו- OP). עם זאת, קיים דיון מתמשך על קיומו, הסיווג והאבחון של השימוש הבעייתי ביישומי אינטרנט ספציפיים כמו SNS או OP [10] ומספר גדל והולך של מחקרים מצביעים על הרלוונטיות של שימוש בעייתי ב- SNS ו- OP [3, 5, 11, 12], לא מעט בגלל הקשר שלהם לרמות מוגברות של מצוקה פסיכולוגית. זה עשוי לכלול אפילו תסמינים של הפרעות פסיכיאטריות כמו דיכאון, הפרעות חרדה, הפרעת קשב וריכוז או הפרעה טורדנית-כפייתית [2, 11, 13,14,15].

הערכה של שימוש בעייתי ב- SNS וב- OP

ישנם מספר מכשירי אבחון שונים להערכת שימוש בעייתי ב- SNS ו- OP. מרביתם מבוססים על קריטריוני האבחון להתמכרויות התנהגותיות (SNS: למשל סולם התמכרות למדיה חברתית של ברגן [16] | OP: למשל סולם צריכת פורנוגרפיה בעייתי [17]) או מבחן ההתמכרות לאינטרנט [18] (SNS: למשל נטיות ממכרות לקנה מידה של SNSs [19] | OP: מין sIAT [20]). שים לב, כי זה בשום פנים ואופן לא מפרט ממצה של כל מכשירי האבחון. לסקירה מפורטת ראה אנדריסן (2015) [2] עבור SNS ו- Wry & Billieux (2017) [21] עבור OP. אין מחסור במכשירים מאומתים היטב, אך הבעיות הבאות נותרו: (i) תפישות תיאורטיות שונות של שימוש בעייתי ב- SNS וב- OP עם התוצאה (ii) כי אין קריטריונים אחידים ותקניים זמינים להערכת השימוש הבעייתי בשלושה. היישומים המקוונים הספציפיים החשובים ביותר (Gaming, SNS, OP) באופן השוואתי.

המודל התיאורטי האחרון להפרעות ספציפיות לשימוש באינטרנט הוא מודל I-PACE [22]. הוא מבוסס על ממצאים אמפיריים ומשלב שיקולים תיאורטיים קודמים ממודלים אחרים בתחום ההתמכרויות ההתנהגותיות, כמו מודל התסמונת [23] או דגם ההתמכרות לרכיבים [24]. מודל ה- I-PACE משער כי האטיולוגיה של שימוש בעייתי דומה עבור יישומי אינטרנט שונים. לכן, הוא מציע ליישם קריטריונים אבחניים אחידים על כל היישומים, ובכך לתקן את קריטריוני האבחון ולאפשר השוואה בין שיעורי השכיחות שלהם. מכיוון שהאיגוד הפסיכיאטרי האמריקני כבר הציע קריטריונים סטנדרטיים ל- IGD, הוא מציע לעצמו להחיל קריטריונים אלה על השימוש הבעייתי ביישומי אינטרנט אחרים ויש כמה חוקרים שמסכימים עם גישה זו [25,26,27]. מחקרים מסוימים כבר השתמשו בגישה זו כדי לפתח כלים פסיכומטריים להערכת שימוש באינטרנט בעייתי [26, 28, 29] עם זאת, למיטב ידיעת המחברים, יש רק מחקר אחד שהשתמש בגישה זו לשימוש בעייתי ב- SNS [27] ואף אחד לא לשימוש בעייתי ב- OP.

מטרת המחקר הנוכחי

לכן מטרת מחקר זה הייתה לבחון עד כמה ניתן להתאים את ההמשגה של הפרעת המשחקים באינטרנט לשימוש הבעייתי ב- SNS ו- OP. פטרי ואח '. (2014) [30] - שהיו חברים בקבוצת העבודה של הפרעות שימוש בסמים הממליצים לכלול IGD ב- DSM-5 - פרסמו שאלון (שאלון הפרעות משחקי Internet: IGDQ) להערכת IGD. למחקר זה השתמשנו בגרסה הגרמנית שאומתה על ידי ג'רומין, ברק וריף (2016) [31] והתאים אותו לשימוש בעייתי ב- SNS וב- OP על ידי ניסוח מחדש של הפריטים (לפרטים ראו סעיף "אמצעים"). על מנת להעריך ולהעריך עד כמה המושג IGD יכול לספק נקודת מוצא שימושית להערכת השימוש הבעייתי ב- SNS ו- OP, חקרנו את המאפיינים הפסיכומטריים של שתי הגרסאות המתוקנות, SNSDQ ו- OPDQ.

משתתפים ונוהל

הנתונים נאספו באמצעות סקר מקוון (אוקטובר 2017 - ינואר 2018). הקישור לשאלון פורסם בפורומים אינטרנטיים כלליים (למשל reddit) וייחודיים ליישומים (למשל קבוצות פייסבוק), SNS ורשימות תפוצה. בתחילת הדרך המשתתפים ציינו האם הם משתמשים בעיקר ב- SNS או OP והופנו לשאלון המקביל (SNS / OP). כתמריץ, המשתתפים יכלו לזכות באחד מחמש שוברי מתנה לחנות מקוונת (שובר שובר: 20 אירו). קריטריוני ההכללה היו: הסכמה מדעת, גיל ≥ 18 שנים. קריטריונים לאי הכללה היו: אין דובר שפת אם (גרמנית), אחוז הזמן המושקע באינטרנט באמצעות SNS / OP ≤5%.

מדגם משנה של SNS

סך הכל 939 משתתפים עמדו בקריטריונים להכללה. מתוכם, 239 (25.45%) נאלצו להיכלל: 228 משום שהיו חסרים נתונים עבור ה- SNSDQ, 7 משום שלא הצליחו לספק מידע רציני (למשל קלינגונית כשפת האם שלהם) ו -4 מכיוון שהיה להם זמן מענה מהיר באופן לא מציאותי ( 2 SDs מתחת לממוצע). בסופו של דבר נותחו נתונים של 700 משתתפים (טבלה 1).

מדגם משנה OP

בסך הכל 1858 משתתפים עמדו בקריטריונים להכללה. מתוכם, 669 (36.01%) נאלצו להיכלל: 630 מכיוון שהיו חסרים להם נתונים ל- OPDQ, 25 מכיוון שסיפקו מידע כוזב בעליל, 9 בגלל זמן מענה מהיר לא מציאותי ו- 5 עקב הערות המצביעות על כך שלא הצליחו להבין את הסקר. כדי להגדיל את ההשוואה הסטטיסטית של שתי הדגימות הבאות (SNS / OP), נלקח מדגם אקראי של 700 משתתפים משאר 1189 הנותרים. לבסוף נותחו נתונים של 700 משתתפים (טבלה 1).

אמצעים

מידע סוציו-דמוגרפי

נאסף מידע אודות מין, גיל, השכלה, תעסוקה ומעמד יחסים.

מידע הנוגע לשימוש כללי וספציפי באינטרנט

המשתתפים דיווחו כמה זמן (שעות) הם מבלים ברשת בשבוע טיפוסי. בנוסף, הם סיפקו מידע ספציפי בנוגע לשימוש ב- SNS או OP, כגון באילו אתרי SNS / OP הם משתמשים בעיקר וכמה זמן הם משתמשים ב- SNS או OP (שעות בשבוע).

שימוש בעייתי

נטיית השימוש ב- SNS או OP בעייתית הוערכה על פי הגרסאות הגרמניות של SNSDQ ו- OPDQ. שאלונים אלה הם גרסאות משונות של ה- IGDQ. ה- IGDQ מורכב מתשעה פריטים המשקפים את הקריטריונים המתאימים ל- DSM-5 עבור IGD. יש לו פורמט תגובה דיכוטומי המורכב מ'לא '(0) ו'כן' (1). הציון מתקבל על ידי הוספת התגובות (טווח ציונים: 0–9). ציון ≥ 5 הוגדר כמפסק לקבלת אבחנה של IGD [30]. לצורך התאמתו בנוגע ל- SNS ו- OP, הנסחו מחדש הפריטים המקוריים על ידי החלפת כל הפניות למשחק מקוון בהפניות ל- SNS או OP. לדוגמא, 'האם אתה מרגיש חסר מנוחה, עצבני, מצבי רוח, כועס, חרד או עצוב כשאתה מנסה לצמצם או להפסיק להשתמש ב- SNS או כשאינך מסוגל להשתמש ב- SNS?' במקום 'האם אתה מרגיש חסר מנוחה, עצבני, מצבי רוח, כועס, חרד או עצוב כשמנסים להפחית או להפסיק את המשחק או כשאתה לא מסוגל לשחק?'

מבחן התמכרות קצר לאינטרנט

ה- SIAT הוא גרסה קצרה של מבחן ההתמכרות לאינטרנט ומורכב מ -12 הצהרות המביעות תסמינים אפשריים של שימוש בעייתי באינטרנט (למשל 'באיזו תדירות אתה מוצא את עצמך אומר "רק כמה דקות נוספות" כאשר אתה מחובר?') [18]. לצורך המחקר שלנו השתמשנו בגרסה הגרמנית המאומתת וניסחנו מחדש את הפריטים לשימוש ב- SNS ו- OP (למשל 'באיזו תדירות אתה מנסה לצמצם את משך הזמן שאתה צופה בפורנוגרפיה מקוונת ונכשל?') [32]. על המשתתפים לדרג את התדירות בה חוו כל תסמין בשבוע האחרון בסולם של 5 נקודות שנע בין 1 ('לעולם') ל -5 ('לעתים קרובות מאוד'). בציון הסכום שהתקבל (12–60 נקודות), ציונים גבוהים יותר מצביעים על שימוש בעייתי יותר. העקביות הפנימית של המאזניים המותאמים במחקר הנוכחי הייתה טובה (SNS: ω = 0.88 | OP: ω = 0.88).

מלאי סימפטומים קצר

הגרסה הגרמנית של מלאי התסמינים הקצר (BSI) שימשה לזיהוי תסמינים רלוונטיים מבחינה קלינית של המשתתפים [33, 34]. ה- BSI מורכב מ -53 הצהרות המביעות סימפטומים של מצוקה פסיכולוגית (למשל 'בשבעת הימים האחרונים, עד כמה היית במצוקה על ידי הרגשת מתח או מקשה?'). הפריטים נענים בסולם של 7 נקודות שנע בין 5 ('בכלל לא') ל -0 ('בצורה קיצונית'). הציון הכולל נע בין 4 ל -0, כאשר ציונים גבוהים יותר מעידים על רמת מצוקה גבוהה יותר. העקביות הפנימית בדגימות הנוכחיות הייתה מצוינת, עם ω = 212 (SNS) ו- ω = 0.96 (OP).

ניתוח נתונים

ניתוחים סטטיסטיים נערכו באמצעות SPSS 24 (IBM SPSS Statistics), SPSS עמוס, גרסת R 3.5.1 [35] ו- FACTOR לניתוח גורמי חקר (EFA) [36]. לצורך ניתוח הפריטים הסטנדרטיים עבור כל שאלון, SNSDQ ו- OPDQ, חושבו קשיי פריט וקורלציות בין פריט. כמדד למהימנות, חושבו אומגה מקדמית או אומגה סדירה (במקרה של נתונים בינומיים). מקדמים אלה מומלצים כאלטרנטיבה מדויקת יותר לאלפא של קרונבאך, במיוחד כאשר ההנחה של שקילות טאו מופרת [37,38,39,40]. לגבי תוקף, חקרנו את מבני הגורמים על ידי ביצוע EFAs וניתוחי גורמים מאשרים (CFA). עבור אלה, כל מדגם (SNS ו- OP) חולק באופן אקראי לשתי דגימות משנה (SNS1, SNS2 ו- OP1, OP2; כל תת-דוגמה: n = 350). דוגמאות המשנה SNS1 ו- OP1 שימשו עבור ה- EFA ו- SNS2 ו- OP2 עבור ה- CFA. כל שאר החישובים מבוססים על סך הדגימות. כדי לבדוק אם הדגימות המשנות שונות במשתני המפתח (גיל, ציון SNSDQ / OPDQ), נערכו בדיקות t עצמאיות. כדי לברר את התאמת הנתונים ל- EFA, נעשה שימוש במבחן קייזר – מאייר – אולקין (KMO) ובדיקת כדוריות של ברטלט. בשל פורמט התגובה הדיכוטומי של SNSDQ ו- OPDQ, ה- EFA עקבו אחרי Jeromin et al. (2016) [31] והשתמשו בקורלציות טטרכוריות כריבועי קלט קלט ולא משוקללים כשיטת ההערכה [41]. מספר הגורמים שיש לחלץ נקבע באמצעות בדיקת MAP של Velicer [42].

בוצע CFA ב- SNS2 ו- OP2 לבדיקת פתרון הגורמים. פרמטרי המודל נאמדו על ידי אומדני סבירות מקסימליים. עקב הפרה של הנחת הנורמליות הוחל על Bollen-Stine Bootstrapping [43]. כדי להעריך את התאמת המודל, חושבו מדד ההתאמה ההשוואתי (CFI), שגיאת הריבוע הממוצעת של השורש (RMSEA) ושארית הריבוע הממוצעת של שורש (SRMR). על פי הו ובנטלר (1999) [44], קריטריוני הניתוק להתאמה מקובלת של המודל הם CFI של> 0.95, RMSEA בין 0.06 ל- 0.08 ו- SRMR של <0.08.

קשרים דו-משתנים בין ציוני SNSDQ ו- OPDG לבין זמן השימוש באינטרנט באופן כללי, זמן השימוש באפליקציה המועדפת (SNS / OP) וציוני ה- sIAT נבדקו בקורלציות של Pearson.

כדי לתת אינדיקציה ראשונה לגבי תוקף האבחנה, השווינו משתמשים בעייתיים עם משתמשים לא בעייתיים. אנלוגית ל- IGDQ, משתמשים עם ציון של ≥ 5 נקודות סווגו כמשתמשים בעייתיים וכל שאר המשתמשים כלא בעייתיים [30, 31]. מבחני t עצמאיים (במקרה של שונות לא שוויונית: מבחני Welch) חושבו כדי להשוות את הקבוצות ביחס לגיל, זמן השימוש באינטרנט, זמן ההשקעה בשימוש המועדף עליהם וציוני sIAT ו- BSI. בשל הגדלים הקבוצתיים הלא שוויוניים, g מדווח כמדד לגודל האפקט [45]. השפעה של g = 0.20 נחשב כקטן, g = 0.50 כמדיום ו- g = 0.80 כגדול [45].

שימוש ב- SNS, OP ושימוש באינטרנט

SNS

המשתתפים השתמשו באינטרנט בממוצע במשך 20.9 ± 14.8 שעות לשבוע ו- SNS במשך 9.4 ± 10 שעות לשבוע (44% מסך הזמן המקוון הכולל), כאשר פייסבוק הייתה ה- SNS הפופולרית ביותר (n = 355; 50.7%), ואחריו אינסטגרם (n = 196; 28%) ו- YouTube (n = 74; 10.6%). ציוני ה- SNSDQ ו- sIAT הממוצעים היו 1.2 ± 1.5 ו- 23.6 ± 7.3 נקודות. בסך הכל, 24 משתתפים (3.4%) קיבלו ציון SNSDQ של ≥5 נקודות ובכך שכבו מעל לניתוק לשימוש בעייתי (ראה איור XNUMX א). 1 לפרטים). הציון הממוצע של BSI בכל המשתתפים היה 9.8 ± 16.7.

אחוז המשתתפים הממלאים מספר שונה של קריטריונים של ה- IGDQ ששונה (SNS ו- OP)

תמונה בגודל מלא

OP

המשתתפים השתמשו באינטרנט בממוצע במשך 21.9 ± 15.6 שעות בשבוע וצרכו OP במשך 3.9 ± 6.1 שעות בשבוע (18.9% מסך הזמן המקוון). הצורה הפופולרית ביותר של OP הייתה סרטונים (n = 351; 50.1%), ואחריו תמונות (n = 275; 39.3%) ומצלמות רשת (n = 71; 10.1%). הציונים הממוצעים של OPDG ו- sIAT היו 1.5 ± 1.7 ו- 22.3 ± 7.9. סה"כ 50 משתתפים (7.1%) השיגו ציון OPDQ מעל הקיצוץ של ≥ 5 נקודות (ראה איור XNUMX א). 1 לפרטים). ציון ה- BSI הממוצע בכל המשתתפים היה 25.6 ± 27.6.

ניתוח פריטים ועקביות פנימית

תוצאות ניתוח הפריטים מוצגות בלוחות 2 ו 3.

SNS

בגרסת SNS, פריט 7 קיבל את התמיכה הנמוכה ביותר (מספר תשובות חיוביות (naa) = 21), ואילו פריט 6 היה הגבוה ביותר (naa = 247). זה מתורגם לקושי פריט של p_i = 0.03 (פריט 7) ו- p_i = 0.35 (פריט 6), עם קושי ממוצע בכל הפריטים של p_i = 0.13. הפריטים המתוקנים - סך המתאמים נע בין r_J = 0.28 (פריט 3) עד r_J = 0.39 (פריטים 4, 5 ו -6), עם ממוצע של r_itc = 0.36. העקביות הפנימית הייתה ω_סידור = 0.89, והסולם לא היה מרוויח מהסרת פריט כלשהו.

OP

בגרסת ה- OP של השאלון, היה פריט 9 (naa = 24) בשיעור התמיכה הנמוך ביותר, ואילו בסעיף 7 היה הגבוה ביותר (naa = 286). הקושי הממוצע בפריט היה p_i = .17, כאשר פריט 9 הוא הכי הרבה (p_i = 0.03) ופריט 7 (p_i = 0.41) הכי פחות קשה. הפריט המתוקן - סך המתאמים נע בין r_J = 0.29 (פריט 7) ו- r_J = 0.47 (פריט 5), עם ממוצע מתוקן של פריט - מתאם כולל r_J = 0.38. העקביות הפנימית הייתה ω_סידור = 0.88. הסרת פריטים לא הייתה מגבירה את העקביות הפנימית.

מבנה הגורמים

דוגמאות המשנה (SNS1 לעומת SNS2; OP1 לעומת OP2) לא נבדלו ביחס לגיל, מין, שימוש באינטרנט, שימוש ב- SNS / OP, ציוני sIAT, SNSDQ / OPDQ ו- BSI (ראה נספח).

SNS

מבחן הכדוריות של ברטלט (Χ² = 407.4, df = 36, p <0.001) וכן קריטריון KMO (0.74) הצביע על כך שהנתונים מתאימים ל- EFA. בדיקת MAP של Velicer המליצה על מיצוי של גורם יחיד. גורם זה הסביר 52.74% מכלל השונות. עומסי הגורמים נעו בין 0.54 (פריט 3) ל- 0.78 (פריט 9) (טבלה 2). CFA עם תת הדגימה SNS2 חושבה לבדיקת פתרון הגורם האחד. מדדי ההתאמה היו CFI = 0.81, RMSEA = 0.092 [CI = 0.075–0.111] ו- SRMR = 0.064 (לתרשים הנתיב, ראה איור XNUMX א). 2).

דיאגרמת נתיב לניתוח גורמים מאשרים עם תת-מדגם SNS2 (n = 350). כל מקדמי הנתיב הם סטנדרטיים ומשמעותיים סטטיסטית (p <0.001)

תמונה בגודל מלא

OP

מבחן הכדוריות של ברטלט (Χ² = 455.7, df = 36, p <0.001) וקריטריון KMO (0.80) הצביע על כך שהנתונים מתאימים ל- EFA, ובדיקת MAP הציעה פתרון של גורם אחד. הגורם המופק הסביר 53.30% מכלל השונות. בפריטים 3 ו- 7 היו עומסי הגורמים הנמוכים ביותר (0.52), ואילו פריט 9 היה הגבוה ביותר (0.93) (טבלה 3). הפתרון של גורם אחד נבדק באמצעות CFA (תת-מדגם: OP2). מדדי ההתאמה של המודל היו CFI = 0.87, RMSEA = 0.080 [CI = 0.062-0.099] ו- SRMR = 0.057 (לתרשים הנתיב, ראה איור XNUMX א). 3).

דיאגרמת נתיב לניתוח גורמים מאשרים עם תת-מדגם OP2 (n = 350). כל מקדמי הנתיב הם סטנדרטיים ומשמעותיים סטטיסטית (p <0.001)

תמונה בגודל מלא

מתאמים עם שימוש ב- SNS / OP / באינטרנט וציוני sIAT

SNS

ציוני SNSDQ מתואמים לזמן השימוש ב- SNS (r = 0.32, עמ ' 0.01), זמן השימוש השבועי באינטרנט (r = 0.16, עמ ' 0.01) וציוני ה- sIAT (r = 0.73, עמ ' 0.01).

OP

ציוני ה- OPDQ מתואמים לזמן השימוש ב- OP (r = 0.22, p <0.01) ובאופן חלש מאוד עם זמן השימוש באינטרנט בשבוע (r = 0.08, p <0.05). המתאם הגבוה ביותר נמצא עם ציוני ה- sIAT (r = 0.72, p <0.01).

השוואה בין אנשים עם שימוש ב- SNS / OP בעייתי ולא בעייתי

SNS

בהשוואה למשתמשים לא בעייתיים, משתמשי ה- SNS הבעייתיים השתמשו ב- SNS הרבה יותר והיו להם ציוני sIAT גבוהים יותר. נראה שהם גם חוו מצוקה פסיכופתולוגית יותר, אך למרות גודל ההשפעה של ההבדל, זו הייתה רק נטייה (p = 0.13). לפרטים ראה טבלה 4.

OP

בהשוואה למשתמשים לא בעייתיים, המשתתפים שזוהו כמשתמשים אופטיים בעייתיים בילו יותר זמן באינטרנט באופן כללי ויותר זמן בשימוש ב- OP, היו בעלי ציוני sIAT גבוהים בהרבה וחוו מצוקה פסיכופתולוגית יותר (טבלה). 4).

במחקר הנוכחי, התאמנו את הגרסה הגרמנית של ה- IGDQ לשימוש ב- SNS ו- OP והערכנו את המאפיינים הפסיכומטריים של הגרסאות המתוקנות בכדי לחקור עד כמה קריטריוני ה- IGD מתאימים להערכת שימוש בעייתי ב- SNS ו- OP.

ניתוח פריטים

האישור הממוצע של הפריטים היה נמוך בשני השאלונים, וזה צפוי ורצוי לאור העובדה שרשימות הבדיקה מעריכות קריטריונים לשימוש בעייתי במדגם שאינו קליני. עבור SNS, הפריט המאושר ביותר, פריט 6, נוגע לדחיינות. זה נראה סביר, מכיוון ש- SNS משמשים לעתים קרובות לדחיינות [46, 47]. פריט 7 (הטעיה / כיסוי) קיבל את ההסמכה הנמוכה ביותר, שנראה גם סביר בהתחשב בכך שרבים מהאנשים משתמשים ב- SNS על בסיס יומיומי ובאופן מקובל חברתית, מה שהופך את השקר עליו למיותר [12]. מבחינת OP, פריט 7 (הטעיה / כיסוי) קיבל את האישור הגבוה ביותר. יתכן שזה המקרה מכיוון שהקבלה החברתית של OP נמוכה למדי גם אם משתמשים בה כלאחר יד ואנשים רבים עשויים לחוש מבוכה מכך [48]. ההמלצה הנמוכה ביותר הייתה לפריט 9, שנראה סביר, מכיוון שיש בו השלכות קשות (סיכון / אובדן מערכות יחסים / הזדמנויות). המתאמים בין הפריטים המתוקנים היו בינוני עבור שני השאלונים ומעל לסף r_J = 0.30 [43]. החריגים היחידים היו פריט 3 עבור SNS ופריט 7 עבור OP. פריט 3 מתייחס לסובלנות, קריטריון שאופייני לשימוש בסמים, אך נראה שקשה יותר ליישם אותו בהקשר של מערכת העצבים המרכזית [49]. הקורלציה המתוקנת של פריט נמוך - סך הכול עבור פריט 7 (OP) נראית סבירה, מכיוון שכאמור, השימוש ב- OP עשוי להיות קשור בדרך כלל למבוכה, ולכן הטעיית אחרים על השימוש באדם אינה מבדילה היטב בין משתמשים בעייתיים ללא בעייתיים.

אמינות

ה- SNSDQ ו- OPDG הראו עקביות פנימית טובה (SNS: ω_סידור = 0.89; OP: ω_סידור = 0.88). התוצאות דומות לשאלונים אחרים המודדים SNS בעייתי (למשל סולם המדיה החברתית של ברגן: α = 0.88) או שימוש ב- OP (למשל, מין sIAT: α = 0.88) [16, 20].

תוקף

במהלך ה- EFAs, חולץ גורם יחיד עבור ה- SNS וכן את גרסת ה- OP לשאלון. זה עולה בקנה אחד עם התוצאה עבור ה- IGDQ המקורי [31]. פריט 3 היה בעל טעינת הגורם הנמוכה ביותר בשתי הגרסאות, ככל הנראה מכיוון שקריטריון הסובלנות אינו מתאים מאוד להקשר של SNS ו- OP. בסופו של דבר, קריטריון הסובלנות מקורו בהתמכרויות מבוססות חומרים. בהקשר זה, משמעותו הוגדרה בצורה ברורה בהרבה מאשר ביחס לשימוש הבעייתי ב- OP, SNS או, אכן, במשחק מקוון, שגם לגביו שימושיות נדונה במחלוקת (עבור: [30, 50] | קונטרה: [51, 52]). בגרסת ה- OP, פריט 7 (הטעיה / כיסוי) היה בעל עומס גורם נמוך יותר משאר הפריטים. זה משקף את הטיעון לעיל לגבי מדוע הפריט אינו כל כך שימושי להבחנה בין משתמשים בעייתיים ולא בעייתיים (37.4% מהלא-בעייתיים ו -86% מהמשתמשים הבעייתיים אישרו אותו). זה מצביע על כך שהתנהגות הכיסוי אינה קשורה במפורש לשימוש יתר בעייתי שנמדד על ידי ה- OPDG אלא ככל הנראה עם עמדות חברתיות כלפי OP באופן כללי.

בסך הכל, התוצאות עבור CFAs העלו כי פתרונות החד-פקטור לשני השאלונים מוטלים בספק ואינם מייצגים התאמה טובה. בעוד שה- SRMR היה טוב לשני הדגמים, ה- CFI ו- RMSEA היו מתחת והתאמה מעל הפסקות. כמו ב- EFA, פריט 6 עבור SNS ופריט 7 עבור OP היה בעל עומסי פקטורים נמוכים במיוחד. זה מרמז כי המתאם שלהם עם הסולם הכללי בהתאמה הוא נמוך, ובהתאם לכך שהמתאם שלהם להתנהגות השימוש הבעייתית נמוך. אמנם זה לא בהכרח מהווה בעיה, אך חשוב שמחקרים שלאחר מכן יבדקו האם יש לתקן את הפריטים הללו, לשקלל אותם אחרת או אפילו להסיר אותם.

שני השאלונים היו בקורלציה גבוהה עם גרסאות ה- SIAT המקבילות, דבר המצביע על תקפות מתכנסת טובה. גרסת ה- SNS הראתה קשרים קטנים עד בינוניים עם השימוש הכללי באינטרנט וזמן השימוש ב- SNS (לשבוע). גרסת ה- OP הראתה גם מתאם קטן עם זמן השימוש ב- OP (לשבוע). גודל המתאמים של שימוש בעייתי עם זמן בילוי השימוש ביישום המתאים הוא בטווח המדווחים בעקביות [53,54,55].

כדי להעריך את תקפות האבחון של SNSDQ ו- OPDQ, השווינו תחילה את שיעורי השכיחות הנצפים עם אלו שנמצאו במחקרים אחרים. עבור SNSs, 3.4% מהמשתתפים חרגו מהקיצוץ, ולגבי OP, 7.1% עמדו בקריטריונים לשימוש בעייתי. אף על פי שהשוואה בין שיעורי השכיחות קשה בגלל ריבוי מכשירי האבחון השונים, השיעורים שנמצאו כאן דומים לחלקם בספרות הקיימת. במחקרם על מדגם מייצג לאומי של מתבגרים הונגרים, באניאי ואח '. (2017) [3] מצא שיעור שכיחות של 4.5% לשימוש בעייתי ב- SNS. לגבי השימוש הבעייתי ב- OP, Giordano ו- Cashwell (2017) [55] דיווח על שיעור שכיחות של 10.3% במדגם של סטודנטים אמריקאים ועמיתיו רוס (2012) [15] מצא שיעור של 7.6% במדגם של מבוגרים שוודים.

חשוב לציין כי לא ניתן לבצע אבחנה באמצעות מכשירים אלה. ראשית, לא ה- DSM-5 ולא ה- ICD-11 מכילים אבחנות לשימוש בעייתי ב- OP או SNS. שנית, גם אם כן, יהיה צורך בראיון קליני של מומחה בכדי לאמת את קיומן של מצוקה משמעותית מבחינה קלינית וליקוי בתפקוד והעדרם של קריטריוני ההדרה למקרה הפרטי, שהם דרישה לאבחון פסיכיאטרי. שיפוט קליני בלתי תלוי שכזה לא נאסף במחקר הנוכחי, ולכן איננו יכולים לקבוע אם אנשים מעל לניתוק יצדיקו כל אבחנה. עם זאת, אנו רואים בהם מועמדים אפשריים לאבחון כזה. כדי לחקור את תקפות האבחון, השווינו את המשתמשים מעל ומתחת לניתוק ומצאנו הבדלים ניכרים. משתמשים בעייתיים בילו יותר זמן באינטרנט בשבוע (רק עבור OP) והשתמשו ביישום המועדף עליהם זמן רב יותר. למרות שזמן שימוש מוגבר אינו קריטריון מספיק להסיק שימוש בעייתי, כמה מחקרים מצאו מתאם - אם כי חלש - בין זמן שימוש לשימוש בעייתי [53,54,55]. בנוסף, למשתמשים בעייתיים היו ציוני sIAT גבוהים בהרבה ונראה שהם חווים מצוקה פסיכולוגית גבוהה יותר (רק עבור OP). בסך הכל, תוצאות אלה - במיוחד ההבדל הגדול מאוד בין ציוני ה- BSI הכוללים אצל משתמשי OP הבעייתיים - עשויות להיחשב כאינדיקטורים ראשונים לתוקף הקריטריון של המכשירים ולהציע כי קריטריוני IGD עשויים להתאים לזהות אנשים עם שימוש בעייתי ב- SNS או OP [56].

מגבלות

יש להתחשב במחקר לאור מגבלותיו. מגבלה אחת היא שרק משתתפים מבוגרים נבדקו, אם כי במיוחד משתמשים ב- SNS לעתים קרובות על ידי מתבגרים [3]. מגבלה נוספת היא שלא כל המשתתפים ענו על כל השאלונים הנוגעים לשימוש בעייתי (SNS, OP ו- IGD). זה היה מאפשר חקירה מפורטת יותר של החפיפה בין השימוש הבעייתי ביישומים בהתאמה. יתר על כן, רק נתונים שדווחו על עצמם נאספו, הנוטים להשפעות הטיה, כמו רצוי חברתי או שונות נפוצה בשיטות. בנוסף, הם לא כללו פסק דין קליני. בהתחשב בכך שמטרתם של רשימות הבדיקה העצמית היא לזהות משתמשים בעייתיים, מחקרים נוספים צריכים לחקור את תקפותם בדגימות של אנשים אשר על ידי קלינאים נשפטים כי הם מראים שימוש בעייתי במובן הרלוונטי מבחינה קלינית. יתרה מזאת, חשוב לציין כי לא הוסכם על הקריטריונים לאבחון, ולא על מספר הפריטים או כל ניתוק. אין בכוונתנו להציע טיעונים בשאלה האם דפוסי התנהגות אלה יצדיקו מעמד של "הפרעה". אנו דווקא שואפים לקדם מחקר לזיהוי השימוש הבעייתי ב- SNS ו- OP על ידי אספקת מכשיר משותף שעשוי לסייע בהערכה השוואתית ולהציע להשתמש במכשיר זה כנקודת מוצא נפוצה לחקירות כאלה, ולתקן אותם ככל שמחקרים נוספים מצביעים על כך. .

מכיוון שחלק מהפרמטרים הפסיכומטריים של השאלונים שנבדקו אינם מספקים, נראה כי לא ניתן להעביר את הקריטריונים של IGD פשוט לשימוש בעייתי ב- SNS / OP. עם זאת, התוצאות הכלליות שלנו מצביעות על כך שזו נקודת התחלה מבטיחה ותומכות בכדאיות השימוש בקריטריונים מותאמים של IGD כמסגרת להערכת שימוש ב- SNS / OP בעייתי. מחקר זה תורם למחקר בנושא מדידת היבטים של שימוש בעייתי ב- SNS ו- OP ועשוי להוות צעד ראשון לקראת הערכה סטנדרטית ולתרום לחקירות של מבנים מתעוררים אלה. מחקר עתידי אמור לחקור עוד יותר את התועלת של קריטריוני DSM-5 עבור IGD בהקשר לשימוש ב- SNS / OP.

מערכי הנתונים ששימשו ו / או נותחו במהלך המחקר הנוכחי זמינים מהמחבר המקביל על פי בקשה סבירה.

BSI:

תמצית סימפטום מלאי

CFA:

ניתוח גורמי אישור

CFI:

מדד התאמה השוואתי

IC:

מרווח ביטחון

DSM-5:

המדריך האבחוני וסטטיסטי של הפרעות נפשיות

EFA:

ניתוח גורמי חקר

IGD:

הפרעת משחק באינטרנט (IGD)

KMO:

קייזר – מאייר – אולקין

NAA:

מספר התשובות החיוביות

אופטי you

פורנוגרפיה מקוונת

OPDQ:

שאלון הפרעות פורנוגרפיה מקוונות

RMSEA:

שורש שגיאה בריבוע של קירוב

סיאט:

מבחן התמכרות לאינטרנט קצר

SNS:

אתרי רשתות חברתיות

SNSDQ:

שאלון הפרעות אתרי רשתות חברתיות

SRMR:

שורש סטנדרטי ממוצע שיורי ריבוע