Интернет көз карандылык: күрөшүүгө үгүттөө болуп жатканы менен, дарылоо жана кесепеттери (2014)

Маттиас маркасы^{1,2 *}, Кристиан Laier¹ жана Kimberly S. Янг³

• ¹Жалпы психология бөлүмү: Cognition, Ош-Эссен University, Ош, Германия
• ²Магниттик-резонанстык үчүн Erwin L. Хан институту, Бишкек, Германия
• ³Интернет наркология, Рассел J. Jandoli журналистика мектеби жана массалык байланыш, Санкт-Сурат University, Olean-Йорк, АКШ борбору

Интернетке көз каранды (МА) көптөгөн өлкөлөрдө олуттуу психикалык саламаттык абалы болуп калды. жакшы МА клиникалык маанисин түшүнүү үчүн, бул изилдөө статистикалык аламандыктын өнүктүрүүгө жана кармоого салым кошуу негизги билүү механизмдерин мисал бир жаңы теориялык моделин сыналган. модель жалпыланган Интернетке көз каранды (GIA) ортосунда айырмалап, ошондой эле белгилүү бир түрлөрүн. Бул изилдөөнүн жалпы интернет колдонуучулардын саны калктын Гиа боюнча моделин сыналган. 1019 пайдалануучулардын ачылыштар Интернет-адат сыноо кыска чыгаруу менен өлчөнөт деп гипотеза түзүмдүк барабардык модель, GIA симптомдору дисперсияны 63.5% түшүндүрүп көрсөткөн. психологиялык жана инсан тестирлөөнү колдонуу, натыйжалар адамдын белгилүү бир cognitions (начар чечүү жана таанып-билүү күтүүлөр) Гиа кооптулуктарынын жогору экендигин көрсөтөт. Бул эки башка коркунуч болуп жагдайлар Гиа белгилери кыйыр болсо депрессия, коомдук тынчсыздануу, өзүн-өзү төмөн баалап, өзүн-өзү төмөн натыйжалуулугун, жана изилдөө менен ченегенде, бир нече аймактарды ысымын стрессте кемчилик катары катышкан. модели Интернеттеги оң көбөйтүү же терс маанайын азайтуу үчүн пайдаланылышы мүмкүн жогорку чечүү көндүмдөрүн жана жок болуп жатканы менен жеке адамдардын башка адамдын же психологиялык Кемчиликтер бар да, көйгөйлүү Интернет пайдалануу катышууга аз экенин көрсөтүп турат. дарылоо үчүн кесепеттерин оорулуунун чечүү стили жана cognitions баалоо жана белгилерин азайтуу жана калыбына келтирүүгө катышууга туура эмес ой жүгүртүүсүн жакшыртуу Гиа иштеп чыгуу жана зарылдыгына так таанып билүү компонентти камтыйт.

тааныштыруу

Интернет көйгөй пайдалануу изилдөө бир катар аныкталган жана, мисалы, жумуш орундарын жоготуу, академиялык жетишпегендик, жана ажырашуу сыяктуу туруктуу терс кесепеттери өтө Интернет пайдалануунун натыйжасында экенин көрсөтүп турат (сын-көрүп Griffiths, 2000a,b; Chou .Удаалаш., 2005; Widyanto жана Griffiths, 2006; Byun .Удаалаш., 2009; Weinstein жана Lejoyeux, 2010; Lortie жана Guitton, 2013). Бул көрүнүштүн клиникалык актуалдуулугу жогору бааланган оорунун 1.5% 8.2 чейин алкагында мааниси ээ (Weinstein жана Lejoyeux, 2010) Же колдонулган таразага колдонулган жана критерийлерге жараша,% 26.7 чейин (Адамс и др., 2014).

Бул клиникалык маселе биринчи сүрөттөлүшү дээрлик 20 жыл мурун болсо да, (Жаш, 1996), Классификация дагы талаштуу, демек, бир нече шарттары "милдеттүү Интернет пайдалануу" баштап, илимий булактарда колдонулган талкууланат (Meerkerk .Удаалаш., 2006, 2009, 2010), "Интернет байланышкан проблемалар" (Widyanto .Удаалаш., 2008), "Көйгөйлүү Интернет пайдалануу" (Каплан, 2002), "Патологиялык Интернет пайдалануу" (Davis, 2001) Жана "Интернет байланышкан жаман жүрүм-турум", (Жаздыргыч, 1997), Бир нече сөз менен. Акыркы 10 жыл ичинде, бирок, бул тармакта көптөгөн изилдөөчүлөр терминди "Интернет көз карандылык" же "Интернет көз оору" колдонгон (мисалы, Johansson жана Götestam, 2004; Блок, 2008; Byun .Удаалаш., 2009; Dong .Удаалаш., 2010, 2011, 2013; Ким .Удаалаш., 2011; Purty .Удаалаш., 2011; Жаш, 2011b, 2013; Жаш .Удаалаш., 2011; Чжоу .Удаалаш., 2011; Cash .Удаалаш., 2012; Hou .Удаалаш., 2012; Гонконг жана башкалар., 2013a,b; Kardefelt-Уинтер 2014; Pontes .Удаалаш., 2014; Tonioni .Удаалаш., 2014). Биз, ошондой эле мөөнөтү артык "Интернет көз карандылык (МА)," Акыркы макалалар себеби (талкууларды көрүү Маркасы .Удаалаш., 2014) Интернет боюнча кесепетинде жана башка жаман жүрүм-турум ортосундагы окшоштукту (мисалы, баса Грант .Удаалаш., 2013), Ошондой эле зат көз карандылыгы (ошондой эле Жаш, 2004; Griffiths, 2005; Meerkerk .Удаалаш., 2009). Бул зат карандылыгын иштеп чыгуу жана жүргүзүү менен байланышкан Интернет арыздарды көз карандылыкты пайдалануу менен өтөт (ошондой эле башка жүрүш зыяндуу), мисалы көз унаасында маа- теориясы жана аны менен байланыштуу түшүнүктөр механизмдер деп талашып келет (мисалы, Робинсон менен Berridge, 2000, 2001, 2008; Berridge .Удаалаш., 2009). Бул да жакшылык жаман жүрүм-турум боюнча компонент моделге келет (Griffiths, 2005).

Көптөгөн изилдөөлөр МА психологиялык оригиналдары боюнча өткөрүлүп жатат, бирок, бул иштер жасалып жатат, - дегенде, көпчүлүк учурларда - жалпыланган Интернетке көз каранды (GIA) жана белгилүү бир интернет көз каранды (СТБ ортосунда мааниси жок; Пунктик-Мартин жана Шумахер, 2000; Leung, 2004; Ebeling-Witte .Удаалаш., 2007; Lu, 2008; Ким жана Davis, 2009; Billieux жана Van дер Линден, 2012), Психологиялык механизмдер колдонгондугунун айырмаланган жаш курактык топтор же өтүнмөлөр үчүн ошондой эле, ар кандай болушу мүмкүн, бирок (Lopez-Fernandez ж.б.., 2014). Биздин изилдөөнүн негизги механизмдери жана диагностикалык жана дарылоо үчүн мүмкүн болуучу кесепеттерин түшүнүүгө өбөлгө түзүү үчүн Гиа иштеп чыгуу жана жүргүзүү интернет пайдалануу үчүн образын жана таанып-билүү көптү талап кылсам ортомчулук таасирин изилдейт.

бир теория, ал буга чейин IA жалпыланган Интернет пайдалануу боюнча айырмаланышы керек экенин бүтүүчүлөр (Джонсон жана Wood, 2000) Мындай киберсекс катары МА белгилүү түрлөрүнө, онлайн мамилелердин ордуна, таза compulsions (мисалы, оюн-зоок, соода), маалыматтык издөө жана Интернетке көз каранды өнүктүрүү үчүн онлайн оюндар (мисалы, Жаш .Удаалаш., 1999; Meerkerk .Удаалаш., 2006; Блок, 2008; Маркасы .Удаалаш., 2011). Бирок, бир гана тюб_тип, Интернет Медиа-аламандык, DSM-5 тиркемеде камтылган келет (Апа, 2013). Көпчүлүк изилдөөлөр же бирдиктүү куруу сыяктуу IA бааланган же бир конкреттүү Түрчөсү баа (көпчүлүк учурларда Интернет оюн-жылы). Анын орто-турумдук модели боюнча, Davis (2001) Ошондой эле жалпылаштырылган патологиялык Интернет пайдалануу (GIA) жана белгилүү бир патологиялык Интернет пайдалануу (СТБ) ортосундагы айырмаланган. GIA Интернетти көп кырдуу кесепетинде көп убакыт калдыктары жана интернет эмес багытталган колдонуу менен коштолгон деп сүрөттөлгөн. Интернет коомдук аспектилери (мисалы, интернет аркылуу коомдук байланыш) өзгөчө колдонгон (ошондой эле талкуу көрүп жатат Lortie жана Guitton, 2013), Азык-жасалма кырдаалдарда жеке адам тарабынан дуушар болгон коомдук колдоо о ffl НСК жана коомдук баштан жоктугуна байланыштуу болушу керек болгон. Мындан тышкары, бул иштер бир нече ар кандай Интернет-тиркемелер ашыкча бир белгилүү жакканын албай туруп эле, мисалы, оюн ойноо, көргөндөр көрүп, маалымат сайттарга жана / же соода-сайттар, selfies жайгаштыруу, көргөзмө аянттарында көрүп, окуп блогдорун пайдалана алат деп кабыл алына элек башка, жана башкалар. Бул учурда, бир жеке Интернетке көз каранды жана интернет боюнча көз каранды эмес, деп эсептешет (бирок талкуулоолорду да мүмкүн Starčevič, 2013). Davis Гиа жана СТБнин ортосундагы негизги айырмачылык СТБнин жапа чеккен адамдар дагы ичиндеги ушундай көйгөйлүү жүрүм-иштелип чыккан ал эми Гиа жабыр тартып жеке адамдар, Интернет жок сыяктуу көйгөйлүү жүрүм-иштелип чыккан эмес деп экендигин кошумчалады. Интернет карандылыкты пайдалануунун эки түрү, өзүн өзү жөнүндө жана дүйнөдөгү GIA жана SIA, начар cognitions негизги ролду ойноого сунуш жатышат (Каплан, 2002, 2005).

Изилдөө кайрылуу GIA Интернет пайдалануунун натыйжасында күнүмдүк турмушта жекече даттануулар ар түрдүү кулк-мүнөздөрү менен байланышы бар экенин көрсөткөн. Чынында эле, GIA ушундай таасирлүү жана бузулууларга сыяктуу психиатрдык оорулуу менен тыгыз байланышта экени көрсөтүлгөн (Whang .Удаалаш., 2003; Янг и др., 2005; Weinstein жана Lejoyeux, 2010), Ошондой эле мүнөзү уялчаак, чегишине, стресс алсыз болуп, терс калтыруу, ал эми өзүн-өзү сыйлоо сезими (Niemz .Удаалаш., 2005; Ebeling-Witte .Удаалаш., 2007; Харди жана Tee, 2007; Тэтчер .Удаалаш., 2008; Ким жана Davis, 2009). Ошондой эле, коомдук контекстте, мисалы, коомдук колдоо, же коомдук обочолонуу жоктугунан улам (Пунктик-Мартин жана Шумахер, 2003; Каплан, 2007) Жана өспүрүмдөрдүн билим берүү жагдайда да жалгыздыктын (Pontes .Удаалаш., 2014), Гиа байланыштуу болот окшойт. Андан тышкары, бул көйгөйлүү же оор турмуштук окуялар менен күрөшүүгө куралы катары Интернетти колдонуп Гиа өнүгүшүнө алып келет деген тыянак чыкты (Whang .Удаалаш., 2003; Tang .Удаалаш., 2014). IA адамдар өзүн байлаган чечүү стратегиясына карата, ошондой эле жогорку жакын көрсөтөбүз (Tonioni .Удаалаш., 2014). Айрым да, күнүмдүк турмушта же күнүмдүк тоскоолдуктар менен күрөшүүгө бир түрү катары IA тактаганга (Kardefelt-Уинтер 2014). дагы эле ачык СТБнин ар түрдүү божомолдоочу салыштырганда гана айрым изилдөөлөр бар. Pawlikowski ж.б.. (2014) Тартынчаак жана жашоо канааттануу Интернет оюндарынын бир көз карандылыкты пайдалануу менен байланышкан, бирок экөө тең оюндар жана киберсекс менен киберсекс же пайдалануунун патологиялык пайдалануу деп билдирди.

изилдөөлөрдүн негизинде, далилдер боюнча, атап айтканда менен Davis (2001), Ошондой эле neuropsychological боюнча учурдагы адабияттарды карап чыгуу, ошондой эле Интернетке көз каранды объекттерде Жыйынтыктарды neuroimaging, биз жакында Гиа жана СТБнин өнүктүрүү жана колдоо боюнча теориялык моделин чыгарышкан (Маркасы .Удаалаш., 2014). моделге кирген кээ бир аспекттери оң жыйынтыктарга эле, мисалы, узактыгы, тармактык сетти пайдалануу контекстинде айтылат (Режеп Тайып Эрдогандын жана Serenko, 2012). Ошондой эле ниеттерин онлайн тооруктарында бир ашыкча же көз карандылыкты пайдалануу методикасы жөнүндө жеке көз карашына өзгөртүүлөр менен байланышы бар экенин көрсөттү жана бул келечектеги пайдаланууга determinates жана пайдаланууга берилди (Режеп Тайып Эрдогандын .Удаалаш., 2011). Бул интернет-бир адам үчүн эмне кыла алат? Жөнүндө ишенимдер же жатканы менен жүрүм-турумуна таасир деп кабыл алган, Гиа биздин теориялык моделине ылайык келет, башкача айтканда, өз кезегинде, ошондой эле келечектеги жатканы таасир Интернет пайдалануу. Бирок, үлгү биз жатканы менен күрөшүүгө бир Гиа жана СТБнин айрым түрлөрүн иштеп чыгуу жана сактоо боюнча стратегияларды ортомчулук ролун алууга багытталган.

Гиа иштеп чыгуу жана камсыз кылуу үчүн, биз колдонуучу кээ бир Интернет-тиркемелерди колдонуу менен жетишүүгө мүмкүн кээ бир муктаждыктарын жана максаты бар деп ырасташат. алдын ала жыйынтыгы боюнча, биз бул элементтерди байлап комплекстүү моделин иштеп чыгуу изилдөөчүлөрдүн бир нече катталган. Башында, адамдын негизги мүнөздөмөлөрү МА менен байланышкан жана психиатрдык аспектилерин, жеке жактары, ошондой эле коомдук cognitions кирет. биринчи бөлүмдө, биз психиатрдык белгилерин, атап айтканда, депрессия жана коомдук тынчсыздануу менен (мисалы, анын ичинде Whang .Удаалаш., 2003; Янг и др., 2005), Мисалы, өзүн-өзү төмөн натыйжалуулугун катары иштей жеке нерселер, уялчаак, стресс алсыздыгын жана тоноолор каалоосу (Whang .Удаалаш., 2003; Чак жана Leung, 2004; Каплан, 2007; Ebeling-Witte .Удаалаш., 2007; Харди жана Tee, 2007; Тэтчер .Удаалаш., 2008; Ким жана Davis, 2009; Pontes .Удаалаш., 2014), Жана коомдук обочолонуу / коомдук колдоонун жоктугу (Пунктик-Мартин жана Шумахер, 2003; Каплан, 2005) Гиа өнүктүрүү. Бирок, биз Интернетке бир көз карандылыкты пайдалануу өнүктүрүү боюнча ошол адамдын негизги мүнөздөмөлөрү жана cognitions таасири, атап айтканда Интернет пайдалануу болуп жатканы менен айрым интернет-байланыштуу cognitions, арачылык керек (сунуш кылдыРежеп Тайып Эрдогандын .Удаалаш., 2011; Xu .Удаалаш., 2012; Lee .Удаалаш., 2014), Ал эми кээ бир стратегиясы тиричилик талаптары же күнүмдүк тоскоолдуктар менен күрөшүүгө (Tang .Удаалаш., 2014; Tonioni .Удаалаш., 2014). моделдин үчүнчү бөлүмдө, бир ырааты менен жүрүм-турум, колдонуучу онлайн барып, ата-энеси ажырашып кеткен проблемаларды же терс маанай жана адам менен күрөшүү боюнча катаалдаштыруу алган болсо, интернет пайдалануу проблемалар же терс ойлор аларды алаксытып турган күтөт, анан дагы кыязы, алар Интернетке контролдоо, начар убакыт башкаруу, күчтүү каалоолордон эмеспи бир жоготуу менен тастыкталат, ошол сезимдерин качып кайрылам, коомдук көйгөйлөр көбөйдү. арматура жана аналоги жол ролу, ошондой эле зат менен байланышкан оорулардын өнүктүрүү жана колдоо боюнча адабиятта сүрөттөлүп келет (мисалы, Робинсон менен Berridge, 2001, 2008; Kalivas жана Volkow, 2005; Everitt жана Роббинс, 2006). Биз, ошондой эле стили жана интернет колдонуу болуп жатканы менен күрөшүүгө жакшы жана терс өкүл амалкөйлүк prefrontal (аткаруу бийлиги) иштеп арачылык интернет пайдаланууга билүү башкаруунун жоголушуна, алып (деп белгилегенбизМаркасы .Удаалаш., 2014).

бул модель жакшы МА артында психологиялык механизмдери боюнча негизги жыйынтыгы боюнча мурунку адабияттар менен келет да (тарабынан баяндамалар көрүп Адамс жана Griffiths, 2011a,b; Griffiths, 2012), Ошондой эле өтө акыркы neuropsychological жана neuroimaging менен Гиа жана СТБнин өзгөчө түрлөрү (тапкымАдамс жана Griffiths, 2012; Маркасы .Удаалаш., 2014), Бул модель дагы кошумча колдонуу жагынан эмпирикалык далилдер керек. Бул макалада биз GIA жашыруун өзгөрүлмөлүүлөр боюнча статистикалык үлгү алып, жогоруда айтылган жана ири интернет калк менен GIA белгилери оордугуна божомолдоолордун медиаторду таасирлерин сыналган боюнча теориялык моделине кыскача божомолдорду которууга багытталган. тастыкталды психологиялык жана кулк-чараларды колдонуп, биз биринчи жалпыланган түрдө интернет менен ашыкча жана көзкаранды пайдаланууну алдын ала бир адамдардын негизги өзгөчөлүктөрү баа берди. Андайда бир тастыкталды чарасын колдонуу жана кайрадан интернет колдонуу болуп жатканы менен, биз жакыр чечүү көндүмдөр жана Интернет колдонуу болуп жатканы менен (Интернет, мындай пайдалануу сыяктуу терс сезимдерди же жагымсыз жагдайлардан качуу үчүн) сыналышы чарасын иштелип чыккан адамдын негизги өзгөчөлүктөрү жана белгилери ортосундагы байланышты ортомчу GIA.

Материалдар жана ыкмалар

Operationalized модели

Биз биринчи макалада киргизүү сүрөттөлгөн жана мисал теориялык моделин которулду Маркасы .Удаалаш. (2014) бир Руминин жана operationalized статистикалык моделге кирген. теориялык модели көрсөтүлгөн өлчөмдөрдө ар бир, биз жашыруун боюнча түзүмдүк барабардык моделин (SEM) куруу үчүн, жок эле дегенде, эки айкын өзгөрмө тандап алган. Ар бир өзгөрмөлүү, биз андан кийин айкын Өзгөрмөлөрдү жүргүзүү үчүн белгилүү бир өлчөм (алардын ар бири бир нече пункттан турган төмөнкү инструменттер көрө) колдонулат. жашыруун боюнча Г. KJENN Бул operationalized модель сүрөттө көрсөтүлгөн 1.

 

FIGURE 1. operationalized модель жашыруун өлчөмү боюнча, Гиа боюнча теоретикалык моделдин негизги жүйөлөргө, анын ичинде.

субъекттери

комплекстүү онлайн изилдөө менен биз 1148 респонденттерди болчу. улам психометрикалык таразага толук эмес маалыматтар 129 катышуучуларынын чыгарылгандан кийин, акыркы үлгү турган N = 1019. Катышуучулар жарнактарды интернет аянтчалары (Facebook командасы Жалпы психология эсебине: Cognition) тарабынан кабыл алынган Дуйсбург-Эссен атындагы КМУнун студенттери үчүн, электрондук почта тизмелери жана илинүүчү жергиликтүү урушкандар менен барларда, ошондой эле сөз Теле аркылуу оозу сунуштар. жарнама, электрондук даректер, жана баракчалар катышуучулары төмөнкү заттар бирин утуп алууга мүмкүнчүлүк бар Алла ага ыраазы болсун ffl д катыша алат деген билдирүү камтылган (1) Галактика, (2) Галактика мини (3) песни нано, (4 ) песни алы ffl е, 20 Amazon белек карталары (50 Euro менен ар бир). изилдөө жергиликтүү этика боюнча комитети тарабынан жактырылган.

Акыркы тандоонун орточо жашы 25.61 жашты түздү (SD = 7.37). Тандоого 625 (61.33%) ургаачы жана 385 (37.78%) эркек (тогуз ыктыярчы бул суроого жооп берген жок) кирди. Жеке жашоого байланыштуу 577 катышуучу (56.62%) мамиледе болгон же никеде турушкан жана 410 (40.24%) учурдагы мамилеси жок экендигин көрсөткөн (32 катышуучу бул суроого жооп берген жок). Баалоо учурунда 687 катышуучу (67.42%) студенттер, 332 катышуучу (32.58%) кадимки жумушка орношушкан (биздин академиялык билими жок). Бардык тандалгандардын ичинен 116 катышуучу (11.4%) көйгөйлүү Интернетти колдонуу критерийлерин аткарышты [кыска Интернетке болгон көз карандылык тестинде (30), төмөнкү инструменттин сүрөттөмөсүн караңыз] жана 38 катышуучу (3.7%) Интернетти патологиялык колдонуу (s-IAT ичинде> 37). Интернетке кеткен орточо убакыт 972.36 мин / жуманы түздү (SD = 920.37). Жалпы тандоонун ичинен 975 адам социалдык тармактарды / байланыш сайттарын колдонгон (M_{мин / жумасына} = 444.47, SD = 659.05), 998 адамдар (97.94%) интернет жөнүндө маалымат издеп (M_{мин / жумасына} = 410.03, SD = 626.26), 988 адамдар (96.96%) соода сайттарды колдонгон (M_{мин / жумасына} = 67.77, SD = 194.29), онлайн оюндар 557 катышуучуларынын (54.66% колдонгон, M_{мин / жумасына} = 159.61, SD = 373.65), же Интернет аркылуу кумар оюндарын 161 катышуучуларынын (15.80% менен эле эмес, M_{мин / жумасына} = 37.09, SD = 141.70) жана киберсексти 485 жеке (47.60% колдонушкан, M_{мин / жумасына} = 66.46, SD = 108.28). Бир нече интернет арыздарды колдонууга байланыштуу, 995 катышуучулары (97.64%) туруктуу негизде жогоруда аталган интернет арыздарды үч же андан көп пайдаланууга билдирди.

Instruments

Кыска Интернет адат Test (S-IAT)

IA оорууну Интернет адат сыноо Германиянын кыска нускасы менен баа берилди (Pawlikowski .Удаалаш., 2013), Түп нускасы негизинде турган тарабынан иштелип чыккан Жаш (1998). Кыска версияда (s-IAT) 12 нерсеге беш баллдык масштабда 1 (= эч качан) 5тен (= көп учурда) чейин жооп берилиши керек, натыйжада сумма 12ден 60ка чейин болот, ал эми упайлар> 30 көйгөйлүү Интернетти колдонууну көрсөтөт жана балл> 37 патологиялык Интернет колдонууну көрсөтөт (Pawlikowski .Удаалаш., 2013). с-IAT эки турат: контролдук / убакыт башкаруу жана каалоосун жоготуп / коомдук көйгөйлөр (ар бир алты-ден бар). 12 буюмдар да чалгындоо жана ырастоочу себеп талдоо (CFA эки себеби жүктөлгөн болсо да; Pawlikowski .Удаалаш., 2013) Тарабынан компоненттери моделдин сүрөттөлгөн Мисалы, алар, IA негизги белгилерин басып (Griffiths, 2005). Биринчи шкалачалары "башкаруу / убакытты башкаруу жоготуу" бир адам өзүнүн / өзүнүн Интернет пайдалануу үчүн күнүмдүк жашоодо убакыт башкаруу көйгөйлөрүн кыйналып (мисалы, канчалык күчтүү баалайт ", сиз канчалык көп маани үйдөгү онлайн көбүрөөк убакыт өткөрүш үчүн керек?", жана "сиз канчалык көп көрөсүз улам онлайн түнгө болуп уктабай эмне кереги бар?"). Бул шкалачалары пункттары интернет пайдалануу чектен терс кесепеттерге баа берүү (мисалы, "кантип тез-класстар же мектеп иш, анткени сиз канча убакыт өлчөмү азап?"). Ал ошондой эле баш ийип, алардын Интернет пайдаланууну контролдоо жоготуп, алардын Интернет пайдаланууну азайтуу үчүн аракет кылган болсо, жана жок (мисалы, "Сен онлайн сиз канчалык көп экенин калыш ашпаган арналган?" Болсо, бааланат жана "канчалык көп сиз онлайн сен канча убакыт суммасын кыйып, сөзсүз аракеттенет? ") болот. Бардык нерсе онлайн өткөргөн убакытты өлчөсөк, бирок, же жокпу, жеке адамдар, алардын Интернет пайдалануунун натыйжасында күнүмдүк жашоодо аларды интернет колдонуу жана маселелерди контролдоо зыян. Экинчи шкалачалары "каалоо / коомдук көйгөйлөр" чаралары орто менен коомдук өз ара жана нерселерге ашыкча Интернет пайдалануу таасирлери (мисалы, "канча качан о ffl гуу, же онлайн болуу элестетип кыялданбашыбыз? интернет менен алек карашат"). Бул шкалачалары пункттары аралык жеке проблемаларын (мисалы, кимдир бирөө онлайн эми сени тынчтык болсо, нааразы канчалык көп Тигилер болсо, же экөөнүн иш? ") баалоо жана маанай жөнгө салууну (мисалы," сиз канчалык көп көрөсүз чөгүп ойдо, түнт же толкунданып кайра онлайн кийин силер кайсы о ffl гуу, ээ?). Бардык нерсе бир өтүнмө боюнча басым эле жалпы шарттарын "Интернет" же "онлайн" кирет. насаат, катышуучулар бардык маселелер колдонулган бардык өтүнмөлөр анын ичинде Интернетти жалпы пайдаланууга байланыштуу маалымат берилди.

с-IAT жакшы психометрикалык касиетке ээ жана негиздүүлүгүн (Pawlikowski .Удаалаш., 2013). Биздин үлгүдөгү ички ырааттуулугу (Cronbach анын α) 0.856 бүт масштабдуу, 0.819 башкаруу / убакытты башкаруу себеби жоготуу үчүн, 0.751 үчүн себеп каалоо / коомдук көйгөйлөр болду.

Кыскача Symptom күтүү - шкалачалары депрессия

Депрессия симптомдору Германиянын чыгаруу менен баа берилди (Franke, 2000Кыскача Symptom тизмесин шкалачалары депрессиянын) (Boulet жана Boss, 1991; Derogatis, 1993). шкала акыркы 7 күн депрессиялык белгилерин баалоодо алты пункттан турат. Жооп 0 үчүн беш баллдык шкала 4 чейинки (= баары эмес) берилиши керек (= өтө). Биздин үлгүдөгү ички ырааттуулугу (Cronbach анын α) 0.858 болгон.

Кыскача Symptom күтүү - шкалачалары арасындагы сезгичтиги

коомдук жана тынчсыздануу арасындагы аяр симптомдору Германиянын чыгаруу менен баа берилди (Franke, 2000Кыскача Symptom тизмесин шкалачалары арасындагы сезгичтик) (Boulet жана Boss, 1991; Derogatis, 1993). шкала төрт пункттан турат жана жооптор 0 (баары эмес, =) чейинки беш баллдык шкала боюнча берилиши керек 4 үчүн (= өтө). Биздин үлгүдөгү ички ырааттуулугу (Cronbach анын α) 0.797 болгон.

Өзүн-өзү сыйлоо системасы

Өзүн-өзү сыйлоо сезимин Self-Esteem шкаласы менен бааланган (Розенберг, 1965). Биз бул жерде барак Германиянын нускасын колдонгон (Collani жана Herzberg, 2003), Он пункттан турган. жооп 0 чейинки төрт баллдык шкала боюнча берилиши керек 3 үчүн (= толук макул эмесмин) (= толук макул). Биздин үлгүдөгү ички ырааттуулугу (Cronbach анын α) 0.896 болгон.

Өзүн-өзү Efficacy система

Өзүн-өзү натыйжалуулугун өз алдынча Efficacy масштаб менен бааланган (Жөргөмүш менен Иерусалим, 1995) 10 заттар турган. Жооптору 1 (= туура эмес) тартып 4 (= так чыныгы) чейинки төрт баллдык шкала боюнча берилиши керек. Биздин үлгүдөгү ички ырааттуулугу (Cronbach анын α) 0.863 болгон.

Өнөкөт кыйынчылыктар үчүн Трир тизими

Стресс аялуу Өнөкөт стресс (сек- үчүн Trier тизмесин тандап чыгаруу менен ченеди; Schulz .Удаалаш., 2004). тандап алуунун акыркы 12 айдын ичинде стресс-катнаш тууралуу 3 ден камтыйт. Ар бир арыз 0 чейинки беш баллдык шкала боюнча жооп керек (= эч качан) 4 (= абдан көп) чейин. Биздин үлгүдөгү ички ырааттуулугу (Cronbach анын α) 0.908 болгон.

Жалгыздык масштабы

Жалгыздык масштаб кыска версия (Де Йонг Gierveld жана Van Tilburg, 2006) Жалгыздык (шкалачалары жан жалгыздыктын, үч даана) жана кабыл коомдук колдоо (коомдук колдоо шкалачалары, үч даана) сезимдерин өлчөө үчүн пайдаланылган. Бардык сөздөр 1 бир беш баллдык шкала боюнча жооп бар (= жок!) 5 үчүн (= ооба!). Ички ырааттуулугу (Cronbach анын α) биздин үлгү боюнча шкалачалары коомдук колдоосу үчүн шкалачалары жан жалгыздык жана 0.765 үчүн 0.867 болчу.

кыскача КЕТЕ

Кыскача КЕТЕ (Carver, 1997) Бир нече ар кандай субдомендерине стилди күрөшүп чаралар. Биз бул жерде Германиянын чыгаруу үч subscales колдонгон (Knoll .Удаалаш., 2005): Баш тартуу, зат колдонуу, ошондой эле жүрүм-турум салып кошту. 1 чейинки төрт баллдык шкала боюнча жооп болгон ар бир шкалачалары, эки заттар менен берилген 4 үчүн (= Бул бардык иш эмес,) (= Мен бул бир топ кылып келе жаткан). Ички ырааттуулугу (Cronbach анын α) биздин үлгү боюнча шкалачалары баш 0.561 болгон 0.901 шкалачалары зат колдонуу, жана шкалачалары жүрүш салып кошту үчүн 0.517. таразалар эки гана заттар турат экенин эске алып, ошондой эле курал-кайра сыноо ишенимдүүлүгү жөнүндө отчетторду, анын ичинде бир нече изилдөөлөр бери колдонулуп келе жатат, биз кабыл катары ишенимдүүлүгүн карап тургандыгын эске алуу керек.

Интернет колдонуу болуп жатканы менен баа

Интернет пайдалануу болуп жатканы менен баа берүү үчүн, биз турган жаңы масштабын иштелип чыккан - биринчи басылышындагы - 16 заттар. тарабынан даана, мисал үчүн, ошондой эле себеп түрткү кээ бир негизги ой Xu ж.б.. (2012) ошондой эле тарабынан Йи (2006). даана берилген априори эки тараза (ар бири ээ болгон сегиз даана) үчүн: Интернет, мактап чагылдырган пайдалануу болуп жатканы жана терс катаалдаштыруу чагылдырган (мисалы, "Мен ырахаттын жашалышы үчүн Интернетти колдонушат") (мисалы, "Мен көйгөйлөрдөн алагды кылуу үчүн Интернетти колдонуу"). Бардык жооптор 1 (= толугу менен макул) үчүн 6 чейинки алты баллдык шкала (= толугу менен макул эмесмин) боюнча берилди. маалыматтардын негизинде биз бул изилдөөдө чогултулган (N = 1019), биз издөө себеби талдоо (EFA) өткөрүлдү. Хорн анын (1965) параллелдик анализ жана минималдуу орточо жарым-жартылай (MAP) сыноо (Velicer, 1976) Себеп тийиштүү санын аныктоо үчүн колдонулган. Бул жол-жобосу туруктуу эки себеп чечимге келди. негизги компоненти талдоо жана varimax айланышы менен EFA анда Internet колдонуу болуп жатканы менен шкаласы (IUES) түзүлүшүн баалоо жүргүзүлдү. Башкасы жыйынтыгы эки жагдай түзүлүшү калдыктары менен IUES акыркы 8-пункт чыгаруу менен аяктады (Мазмуну 1). Ушул эки фактор менен, биз дисперсиялык түшүндүрмөнү байкадык 63.41%. Биринчи фактор төрт факторду камтыйт, ал негизги факторго (> 0.50) жогору, ал эми экинчи факторго (<0.20) төмөн жүктөлөт жана оң күтүүлөргө байланыштуу, ошондуктан биз бул факторду «оң күтүүлөр» деп атадык. Экинчи фактор төрт фактордон турат, ал негизги факторго (> 0.50) жогору жүктөмдөргө ээ жана башка факторлорго (<0.20) аз жүктөлөт, жана терс сезимдерди же ойлорду болтурбоо же азайтуу үчүн Интернетти колдонууга байланыштуу бардык нерселер. фактор "качуу күтүүлөрү". Эки фактордун тең ишенимдүүлүгү жакшы ("оң күтүүлөр": Кронбахтын α = 0.832 жана "качуу күтүүлөрү" Кронбахтын α = 0.756). Эки фактор олуттуу өз ара байланышта болгон (r = 0.496, p <0.001) орточо эффект менен (Коэн, 1988).

 

МАЗМУНУ 1. IUES эки жагдай себеп loadings жана reliabilities, баа заттар жана даана сандар билдирет.

инструмент боюнча өндүрүш түзүлүшүн камсыз кылуу үчүн, биз 169 субъекттерин кошумча үлгүдөгү баа (жашы = 21.66 билдирет, SD = 2.69; 106 аял) бир CFA колдонуу. CFA MPlus менен болду (Muthén жана Muthén, 2011). модель түрүндө баа берүү үчүн, биз стандарттуу критерийлерди колдонуу (Ху жана Bentler, 1995, 1999): Стандартташтырылган тамыры чарчы калган (SRMR билдирет; 0.08 төмөнкү баалуулуктар жакшы маалыматтар менен шайкештикти) көрсөтүп, салыштырма туура индексин (CFI / шам; 0.90 жогору баалаган жакшы туура көрсөтүп, жогоруда 0.95 сонун эп маанилери), ал эми тамыр чарчы билдирет жакындаштыруу кылмышы (RMSEA "жакын жарактууларынын сыноо"; бир 0.08 төмөнкү мааниси наркы менен 0.05 төмөнкү наркы алгылыктуу туура көрсөтөт). CFA мыкты туура параметрлери жакшы менен IUES үчүн эки нерсе чечим ырастады: RMSEA 0.047, CFI болгон 0.984 эле, шам 0.975 жана SRMR 0.031 эле. χ² тест олуттуу эмес, χ² = 24.58, p = 0.137 үстөл көрсөтүлгөн теориялык модели (эки нерсе чечим, олуттуу бурулган жок экенин билдирген 1) .Бул үлгү гана CFA үчүн жыйналды. маалыматтар андан ары анализдер камтылган эмес.

Статистикалык анализ

Статистикалык стандарттуу жол-жоболор Windows үчүн SPSS 21.0 (IBM SPSS статистика, бошотуп 2012) менен ишке ашырылган. Пирсон катыштар эки өзгөргүчтөрдүн ортосундагы нөлдүк-токтому мамилелери үчүн сынаш үчүн эсептелген. эл бузар, үчүн маалыматтарды контролдоо үчүн, биз Кудайдын-IAT (жалпы эсеби) табылган, ошондой эле орточо стандарттык четтөөсүн менен, адатта, кокустук өзгөрмө бөлүштүрүлөт жараткан. катыштар маалыматы боюнча, эл бузар, таасири болсо, бул кокустук өзгөрмөлүү, теориялык жактан кызыктырган бардык өзгөрүлмөлөрдүн тиешеси жок болушу керек. кокустук өзгөрмөлүү Бардык катыштар, абдан төмөн болгон rs <0.049, бул акыркы тандоодогу масштабдардын биринде да таасирдүү аша чапкычтар жок экендигин көрсөтөт (N = 1019). Андан тышкары өзгөргүчтөрдүн ортосундагы scatterplots көзү көзөмөлгө алынган. Дагы, эч кандай өзгөчө бузар, ал табылган жок. Ошондуктан, талдоо бардык сабактар ​​менен жүргүзүлгөн.

SEM анализ MPlus 6 менен эсептелинип (Muthén жана Muthén, 2011). эч кандай маалымат жок болгон жок. толук моделди тестирлөө чейин жашыруун өлчөмдөр алдыруу да MPlus жылы CFA менен сыналган. да, Шейим жана CFA, максималдуу ыктымалдыгы параметр баа колдонулган. модель түрүндө баа берүү үчүн, биз стандарттуу критерийлерди колдонуу (Ху жана Bentler, 1995, 1999) Мурда бөлүмүндө мурда сүрөттөлгөн. медиатор талдоону колдонуу үчүн ылайык, талап кылынган Барон жана Кени (1986)арачылык кирген бардык өзгөрмөлөр бири-бири менен байланыштырууга тийиш. Ошондой эле, биз күрөшүп түшүнүк башка негизи кошумча анализдер эле мүмкүн болуучу модератор кесепеттерин талдоо үчүн модератор регрессиянын колдонулат.

натыйжалары

Сүрөттөлгөн баалуулуктары жана салыштырмалуу

колдонулат с-IAT жана башка бардык таразага үлгүлөрдү орточо баллдан столдун тапса болот 2. орточо с-IAT упай M = 23.79 (SD = 6.69) тарабынан эсеби менен өтө салыштырууга болот Pawlikowski ж.б.. (2013) жалпы калктын 1820 темаларды үлгүдөгү (эмнени с-IAT көздөн болду M = 23.30, SD = 7.25). башкарган S-IAT (суммасы эсеби) жана анкеталарды жана таразага баллдардын ортосундагы эки өзгөрмөлүү катыштар столдун көрсөтүлгөн 3.

 

МАЗМУНУ 2. тараза жана орточо балл колдонулат.

 

МАЗМУНУ 3. с-IAT (сумма эсеби) ортосунда эки өзгөрмөлүү катыштар жана башкарган анкетада упайлары.

Далилдөөчу жагдай анализдөөнүн Сунуш кылынуучу моделдин Тымызын өлчөмдөрү

системалуу түрдө сунушталган теориялык моделин сыноо үчүн, адегенде, ал жашыруун өлчөмдөрү кабыл айкын өзгөрмөлөр атынан же жокпу, сыналган деген нерсе модели, талдоо. Ошондуктан, CFA алты жашыруун өлчөмдөрү (бир көз каранды өлчөм, үч божомолдоолордун өлчөмдөрү, эки медиатор өлчөмдөрү) менен жүзөгө ашырылган. RMSEA 0.066 болду p <0.001, CFI 0.951, TLI 0.928 жана SRMR 0.041 болуп, жакшы үлгү жарашкандыгын көрсөттү.

биринчи жашыруун өлчөм "Гиа белгилери" с-IAT (контролдук / убакыт башкаруу жана каалоо / коомдук көйгөйлөрдү жоготуу) эки себептердин баллы менен эле берилген арналган эле. Биринчи божомолдоолордун өзгөрмө "психиатрдык белгилер" олуттуу BSI (депрессия жана адамдар арасындагы сезгичтиги) эки subscales көрсөтүштү. өлчөм "жеке аспектилери", ошондой эле үч гипотеза айкын өзгөрүлмөлүүлөр менен берилген (өзүн-өзү натыйжалуулугун, өзүн-өзү сыйлоо жана стресс аялуу) жана акыркы божомолдоолордун өлчөмү "коомдук cognitions" жалгыздыктын масштабдагы эки subscales менен, ошондой эле берилген (сезимдерге жалгыздык жана коомдук колдоо көрсөтүү). Results биринчи ойлоп чыгарылды арачы өлчөм жакшы КЕТЕ (баш, зат кыянаттык менен пайдалануу, ошондой эле жүрүм-турумдук салып кошту) үч subscales менен берилген "күрөшүп" жана экинчи арачы өлчөм "Интернет пайдалануу болуп жатканы", ошондой эле, эки IUES себептер менен берилген көрсөткөн ( оң болуп жатканы менен жана качуу болуп жатканы менен).

Жалпысынан CFA жашыруун өлчөмдөрү айкын өзгөрүлмөлүүлөр менен кабыл билдирет деп көрсөтүлгөн. жүктөө масштабдуу зат кыянат алсызыраак ойноорун бар күрөшүп өлчөм гана (β = 0.424), бирок дагы эле олуттуу (p <0.001), демек, жалпы модель маалыматтарга ылайыкташтырылгандыгын эске алганда, жетиштүү. Бардык фактордук жүктөөлөр жана стандарттык каталар Таблицада көрсөтүлгөн 4.

 

МАЗМУНУ 4. MPlus жылы CFA менен сыналган жашыруун өлчөмдөр боюнча айкын өзгөрмө "loadings менен сандары.

Толук Структуралык Equation модели

Гиа менен жашыруун чен боюнча сунушталган теоретикалык модель көз каранды өзгөрмө аты катары (эки с-IAT себептер менен үлгүсүндө) маалыматтар менен жакшы туура берди. RMSEA 0.066 болду p <0.001, CFI 0.95, TLI 0.93, SRMR 0.041. Χ² тест олуттуу болгон, χ² = 343.89, p <0.001, бул чоң тандоонун көлөмүн эске алганда, нормалдуу көрүнүш. Бирок, χ² базалык модели үчүн сыноо да көп жогорку ч менен маанилүү болду² Наркы, χ² = 5745.35, p <0.001. Жыйынтыктап айтканда, маалыматтар сунуш кылынган теориялык моделге туура келген. Жалпысынан, ГИАнын дисперсиясынын 63.5% чоң үлүшү толук SEM тарабынан түшүндүрүлдү (R² = 0.635, p <0.001). Модель жана бардык түз жана кыйыр таасирлер Сүрөттө көрсөтүлгөн 2.

 

FIGURE 2. жашыруун өлчөмдөрү, анын ичинде таасир loadings структуралык анализ моделинин жыйынтыгы, β-эки башка салмактагы, p-values ​​жана калдыктары. ***p <0.001.

Гиа боюнча божомолдоочу үч түздөн-түз таасири олуттуу болгон эмес (Figure 2). Бирок жашыруун өзгөрмөлүү психиатрдык аспектилери боюнча түздөн-түз таасири кичине менен маанисин жете алган жок деп белгилешет p = 0.059. Мына, ошол көрсөтүү, β-салмак терс болгон деп каралышы керек - жогорку депрессия жана коомдук тынчсыздануу психиатрдык аспектилери, анда Гиа төмөнкү белгилери кыйыр таасири менен тыгыз байланышта - учурда бир аз олуттуу түздөн-түз колдонулат, чечмелеп бериши керек болчу эки медиатор өзгөрмөлөр ашуун (күрөшүү жана Интернет колдонуу болуп жатканы менен) partialized жатат. да жашыруун ортомчу өзгөрмөлөр күрөшүү жана Интернет колдонуу болуп жатканы боюнча психиатрдык аспектилери жана инсан эки тымызын божомолдоолордун өзгөрмөлөр түз таасири олуттуу болгон. Ал эми, бул таасир башка эки жашыруун өлчөмдөрү таасиринин башкарып турган олуттуу эмес экенин, демек эки чечүү жана интернет колдонуу болуп жатканы боюнча жашыруун өзгөрмөлүү коомдук cognitions түз таасири олуттуу эмес.

Бирок, интернет пайдалануу болуп жатканы үчүн коомдук cognitions натыйжасы аз менен маанисин жете алган жок p = 0.073. Гиа күрөшүп келген түздөн-түз таасир этет (p <0.001) жана Интернеттен пайдалануунун күтүлүшүнөн (p <0.001) күчтүү эффект өлчөмдөрү менен олуттуу болгон.

Гиа күрөшүп үстүнөн психиатрдык аспектилерден кыйыр таасир (β маанилүү болгон = 0.173, SE = 0.059, p = 0.003). = Ошондой эле Гиа Интернет пайдалануу болуп жатканы менен ашуун психиатрдык аспектилерден кыйыр таасир (β маанилүү болгон 0.159, SE = 0.072, p = 0.027). Гиа күрөшүп ашуун жеке аспектисин кыйыр таасири да олуттуу мааниге ээ болгон (β = -0.08, SE = 0.041, p = 0.05), ал эми таасир көлөмү өтө аз болчу. Гиа Интернет пайдалануу болуп жатканы менен ашуун жеке аспектисин кыйыр таасири олуттуу болгон (β = -0.160, SE = 0.061, p = 0.009). = Да кыйыр таасир коомдук cognitions чейин күрөшүп ашуун (β 0.025, SE = 0.030, p = 0.403) жана Интернетти колдонуу болуп жатканы менен ашуун коомдук парасат (β = -0.08, SE = 0.045, p = 0.075) Гиа олуттуу эмес. бардык нерсе loadings модели менен жана β-weights сүрөттө көрсөтүлгөн 2. жашыруун өлчөм психиатрдык жактары кыйла жашыруун өлчөм жеке аспектилери менен байланыштуу болгон (r = -0.844, p <0.001) жана жашыруун өлчөм менен коомдук таанып билүү (r = -0.783, p <0.001). Ошондой эле, эки жашыруун чен-өлчөмдөр инсандык аспектилер жана коомдук таанып-билүү өз ара байланыштуу болгонr = 0.707, p <0.001).

Кошумча анализ

сүрөттөлгөн модель теориялык жактан биз биринчи сынактан бири, демек, деп ырасташкан эле. Бирок, андан кийин жакшы кененирээк Гиа негизги механизмин түшүнүү үчүн өзүнчө моделдин бир нече кошумча моделдерин же бөлүктөрү сыналган. Биз түздөн-түз таасир этет, ал кызыктуу, анткени биз кайрылган биринчи маселе, Гиа боюнча психопатология таасири болгон, маанилүү эмес болсо да, Шейим терс болгон (сүрөттү кара 2), Эки өзгөрмөлүү боюнча да, катыштар оң болчу. көз каранды өзгөрмө аты катары божомолдоолордун Трейлер (эки с-IAT себептер менен көрсөтүлгөн) сыяктуу психиатрдык аспектилери менен жөнөкөй модели (ЭЭБ депрессияга BSI коомдук тынчсыздануу менен көрсөтүлгөн) жакшы үлгү туура болгон (баары туура индекстер алгылыктуу караганда алда канча жакшы болот) жана таасир оң болгон (β = 0.451, p <0.001). Ошондой эле, эки медиаторсуз моделди эсептеп чыктык, демек, психопатологиялык аспектилер, инсандык аспекттер жана социалдык аспекттер түздөн-түз божомолдоочу катары кызмат кылган жана GIA көзкаранды өзгөрмө болгон (жашыруун деңгээлдеги бардык өзгөрүлмөлөр бүтүндөй SEMде колдонулган бирдей өзгөрүлмө менен карагыла, сүрөттү карагыла) 2). Медиаторлордун жок модель да туура индексин (бир кошпогондо: RMSEA 0.089 бийик бир аз болгон) бар жана Гиа боюнча түздөн-түз таасир этет (эки с-IAT жагдайлар) болгон: GIA Муттерштадт = 0.167 боюнча психиатрдык аспектилери таасири p = 0.122; Гиа боюнча жеке аспектилери таасири β = -0.223, p = 0.017; Трейлер боюнча коомдук аспектилери таасири β = -0.124, p = 0.081. Гиа боюнча психиатрдык аспектилери таасири бул моделдин дагы деле жакшы эмес (бирок, олуттуу эмес) таасир касиет-сапаттары жана коомдук аспектилери таасиринин көзөмөлдөнөт деп белгилешет. Алынган бирге, жалпы Шемдин натыйжалар мындан ары бир өзгөрмөлүү боюнча оң таасир көрсөтүү, эки кошумча анализдер менен баса Гиа боюнча психиатрдык аспектилери күчүнө толук ортомчулук эки медиаторлорго (күрөшүп менен болуп жатканы менен) менен сүйлөйт жана жөнөкөй үлгүдө божомолдоочу катары мындан ары өзгөрүүлөрдү киргизүү менен төмөндөйт.

Биз теориялык ортомчу катары күрөшүп conceptualized жатышат (Маркасы .Удаалаш., 2014). Бирок, ошол эле учурда көтөрүү психиатрдык аспектилери таасирин ортомчу жок, талашсыз, бирок, модератор катары чыга алат. ордуна модератор ортомчу катары кылсам логикалуулук тиешелүү экенин камсыз кылуу үчүн, биз кошумча айрым модератор азайганы регрессиялык анализ аркылуу анализ эсептелет. Мисалы, божомолдоолордун сыяктуу психиатрдык жактарын пайдаланып, модератор катары күрөшүп, жана-IAT (сумма упай) ошондой эле көз каранды өзгөрмө, эки психиатрдык жактарын (β = 0.267) жана (β = 0.262) күрөшүүгө с-IAT менен дисперсияны түшүндүрүп бир кыйла (экөө тең p <0.001), бирок алардын өз ара аракеттенүүсү дисперсиялык түшүндүрмөнү олуттуу түрдө кошпойт (өзгөрүүлөр R² = 0.003, p = 0.067, β = -0.059) жана модератор күчүнө өсүш дээрлик нөл (0.3% түзөт).

Ошондой эле, моделдин структурасы таасир этиши мүмкүн болуучу өзгөрмөлөр курагы жана жынысы болуп эсептелет. Бул сыноо үчүн, биз жашында биринчи жана өтө төмөн катышты алып келген бардык башка өзгөрүлмөлүүлөр менен өзгөрмөлүү бир оригиналынын эсептелген. менен бир гана байланыш бар болчу r = Дагы аз таасир 0.21 (курагы жана болтурбоо максатында болуп жатканы менен), (Коэн, 1988), Жана башка бардык катыштар ортосунда залакасын тийгизген r = 0.016 жана r = 0.18 көпчүлүк менен бирге r <0.15 жана r <0.10. Курак менен s-IAT ортосундагы байланыш дагы өтө төмөн болгон r = -0.14 (да кыйла өзгөртүлгөн p <0.01, мындай чоң үлгүдө ачык-айкын). Жыйынтыктап айтканда, медиация моделине куракты киргизүү боюнча талаптар аткарылган жок (Барон жана Kenny, 1986) Жана кошумча моделдин салып жашка кирген эмес чечим кабыл алды. жынысына карата менен, биз бардык тараза топтордун орточо баллдар колдонулган салыштырганда бир гана мааниге ээ топ айырма бар (BSI коомдук тынчсызданууга таап, бир ургаачы аз натыйжа менен жогорку упайларды болду d = 0.28, башка бардык таасирлери 0.28 караганда бир аз тёмён болгон, с-IAT эсеби үчүн таасири болду d = 0.19). Биз ошентсе да үлгү түзүлүшү SEM талдоо орточо курамы талдоонун жардамы менен аялдар жана эркектер үчүн ар башка экендигин сыналган. Бул SEM (сүрөттү кара сыналышы дегенди билдирет 2) Эркек жана аял катышуучулар үчүн бирдей болуп саналат. Бул сыноо H0 болуп саналат: теоретикалык модель = топ үчүн үлгү "эркектер" = топ үчүн үлгү туура индекси бардык мамилелердин структурасы, эркектер жана аялдар үчүн бир кыйла ар түрдүү эмес экенин көрсөтүү менен кабыл алышкан "аялдар.". RMSEA 0.074 болду p <0.001, CFI 0.93, TLI 0.91, SRMR 0.054. Χ² тест олуттуу болгон, χ² = 534.43, p <0.001, бул чоң тандоонун көлөмүн эске алганда, нормалдуу көрүнүш. Бирок, χ² базалык модели үчүн сыноо да көп жогорку ч менен маанилүү болду² Наркы, χ² = 5833.68, p <0.001. To салымы² эркектер да, аялдар да окшош болгон менен сыналган моделин (χ² аялдардын салымдары = 279.88, χ² адамдар салымдары = 254.55). моделдин жалпы курамы эркектер жана аялдар үчүн бир кыйла ар түрдүү эмес, болсо да, биз жөнөкөй жолду карап, үч айырмачылыкты табылган. күрөшүү үчүн жеке аспектисин жолу адамдардын олуттуу болгон (β = -0.437, p = 0.002), ал эми аялдар жок (β = -0.254, p = 0.161) жана жатканы тууралуу жеке аспектисин таасир адамдардын олуттуу болгон (β = -0.401, p = 0.001), ал эми аялдар жок (β = -0.185, p = 0.181). Мындан тышкары, жатканы боюнча психиатрдык аспектилерден таасир аялдар олуттуу болгон (β = 0.281, p = 0.05), ал эми эркектер эмес, (β = 0.082, p = 0.599). Бардык башка натыйжалары жана тымызын өлчөмдөрү өкүлчүлүгү сүрөттө көрүнүп жалпы моделдин чейин эркектер менен аялдар, ошондой эле ар түрдүү эмес, арасында ар түрдүү болгон эмес 2. Демек, жогоруда көрсөтүлгөндөй, күрөшүү жана жатканы тууралуу жеке аспектилери терс таасир аялдарга караганда эркектерге көбүрөөк ушул жана жатканы боюнча психиатрдык аспектилери тартып күчүнө аялдар бар, бирок, адам эмес, бирок сыналган бүт модель, эркектер жана аялдар үчүн жарактуу .

талкулоо

Биз интернет бир көз карандылыкты пайдалануу иштеп чыгуу жана камсыз кылуу боюнча жаңы теориялык моделин (киргизгенМаркасы .Удаалаш., 2014негизги далилдерге негизделген), Davis (2001) ким биринчи Интернет жалпыланган кесепетинде (GIA) жана кээ бир интернет-арыздарды (СТБ) үчүн белгилүү бир көз каранды ортосунда бөлүштүрүү сунуш кылды. Учурдагы изилдөө, биз жашыруун даражада operationalized моделге салып Гиа боюнча теориялык моделин которулган жана статистикалык 1019 респонденттердин Интернет калктын онлайн изилдөө аркылуу Шемдин сыналган. Биз с-IAT менен ченегенде, ошондой эле GIA симптомдору дисперсияны теориялык моделдин негизги нерселерди билдирет жана 63.5% түшүндүргөн маалыматтарды жана ойлоп чыгарылды Шем, менен жалпы жакшы үлгү туура тапкан (Pawlikowski .Удаалаш., 2013).

модель депрессия, коомдук тынчсыздануу, өзүн-өзү төмөн баалап, өзүн-өзү төмөн натыйжалуулугун, жана жогорку стресс кемчилик катары МА менен байланышкан чогуу элементтерди байлап турат. өнүгүп келе жаткан МА байланыштуу cognitions баса негизинде жана жалпы эле жаман жүрүм-туруму менен (Lewis жана O'Neill, 2000; Dunne .Удаалаш., 2013; Newton .Удаалаш., 2014), Модель эки медиатор өзгөрмөлөр (күрөшүп стилдери жана интернет колдонуу болуп жатканы менен) Гиа иштеп чыгуу боюнча божомолдоолордун өзгөрмөлөр (психопатология, касиет-сапаттары жана коомдук cognitions) түздөн-түз таасирин тийгизе турган болсо изилденет. Results күрөшүп стилдери жана интернет колдонуу болуп жатканы да маанилүү ролду ойноорун көрсөтүп турат.

Бардык өзгөрмөлөр (божомолдоочу жана медиаторлор) моделине олуттуу бир өзгөрмөлүү боюнча S-IAT эсеби менен байланыштуу болгон киргизилген. Кириш сөз Бул, IA симптомдору жана кулк аспектилери, психиатрдык белгилери жана башка адам өзгөргүчтөрдүн ортосундагы эки өзгөрмөлүү мамилелер боюнча мурунку изилдөөлөр менен, негизинен, туруктуу болот. Бирок, SEM талдоо менен, негизги үч божомолдоочу баары түздөн-түз таасири (жашыруун өлчөмү боюнча) мындан ары олуттуу моделге салып гипотеза ортомчулардын, анын ичинде жатканда эле. Бул психиатрдык аспектилери (депрессия, коомдук тынчсыздануу), жеке жактар ​​(өзүн өзү сыйлоо сезимин, өзүн-өзү натыйжалуулугун, жана стресс аялуу), ошондой эле коомдук cognitions (жан жалгыздыктын, коомдук колдоо кабылданат) түздөн-түз Гиа белгилери таасир бербейт, бирок ал билдирет алардын таасири начар чечүү стили, же интернет колдонуу болуп жатканы менен, же эки же арачылык кылат. Бирок, психиатрдык аспектилери жана инсан аспектилери олуттуу ыркы чечүү стили жана интернет колдонуу болуп жатканы менен да алдын ала. Коомдук cognitions Бирок, интернет пайдалануу коомдук cognitions кыйла күрөшүү жана жатканы менен байланыштуу, алардын салыштырмалуу таасири психиатрдык жана инсан аспектилери таасиринин (бирок үч божомолдоолордун жашыруун өлчөмдөрү олуттуу байланышы жок экенин белгилеп, күчүнө деп көзөмөлдөнөт жатканда эмес, болуп жатканы аз маанисин жете албай). Гиа белгилери да күрөшүп стили болуп жатканы менен түздөн-түз таасири болгон. Кыскача, азыркы изилдөө болсо да эмес клиникалык калк менен, стилди күрөшүү жана оор турмуштук окуялар менен мамиле маанисине гана мурунку жыйынтыктарын тастыктаган жок (Kardefelt-Уинтер 2014; Tang .Удаалаш., 2014; Tonioni .Удаалаш., 2014), Ошондой эле, интернет пайдалануу болуп жатканы менен (Режеп Тайып Эрдогандын жана Serenko, 2012; Xu .Удаалаш., 2012; Lee .Удаалаш., 2014) Гиа белгилерин иштеп чыгуу жана сактоо үчүн эмес, ачык жана күрөшүү жана жатканы Гиа негизги жараянына ортомчу катары ролу баса белгиленет.

модель ири онлайн калк менен сыналган. Модели так ушундай мамиле-издеген адамдар катары клиникалык үлгүлөрүн, аныкталган менен текшерүүдөн өтүшү керек. моделдин мааниси клиникалык калкынын так клиникалык таасир алганы менен күчтүү болмок. үлгүсүндөгү 11.3% бир көйгөйлүү интернет колдонорун жана 3.7% бир көз карандылыкты интернет пайдалануу катары өздөрүн да, бул изилдөө модель иштери жана мүмкүн клиникалык мааниге ээ болушу мүмкүн статистикалык кура беребиз-жетпесин билиш үчүн, бир гана баштапкы карап эсептелет. Ошентсе да, бир убакытта онлайн болгон колдонуучулар менен психологиялык жана инсан сыноолордун ар кандай пайдалануу менен статистикалык маанидеги менен жаңы модели катары, келечектеги изилдөө шыктандырат мүмкүн бир нече клиникалык кесепеттери, этияттык менен жүргүзүлүшү мүмкүн.

Биринчиден, иштей турган кырбуусуна * менен адамдар алардын өмүрүнө жана Интернет болуп жатканы менен да кыйынчылыктар менен күрөшүүгө оң көбөйтүү же терс маанайын азайтуу үчүн пайдаланылышы мүмкүн Гиа иштеп чыгуу үчүн көбүрөөк болушу мүмкүн. Мындан тышкары, эки ата-энеси ажырашып кеткен чечүү жана интернет колдонуу болуп жатканы боюнча психиатрдык аспектилери таасирлери Интернет депрессия жана коомдук тынчсыздануу жогорку белгилери деп жатканы менен, ошондой эле ата-энеси ажырашып кеткен күрөшүүгө стратегиясы коркунучун жана көбөйтүүгө мүмкүн стресс же терс менен мамиле жардам берет деп көрсөтүү менен оң болгон маанай. Бул жараяндар психиатрдык симптомдору айкалыштыруу дегенди билдирет жана күрөшүп / жатканы менен биргеликте иш алып барганда гана, Интернетти колдонуу ыктымалдыгы addictively жогорулатуу көрүнөт.

Экинчиден, Гиа дарылоону чечүү изилдөөлөрдүн саны чектелүү болсо да, мета-анализ тарабынан чыгарылган Winkler ж.б.. (2013) таанып-турумдук терапия тандоо ыкмасы экендигин кошумчалады. Бул, айрыкча, онлайн сарпталган убагында дарылоо таасирин талдоонун негизделген, депрессия, тынчсыздануу белгилери. Чынында эле, IA (CBT-МА үчүн таанып-турумдук терапия; Жаш, 2011a) IA мамиле абдан жайылган түрүндө (ошондой эле аныкталганCash .Удаалаш., 2012). сунушталган Гиа акыл-турумдук дарылоо ичинде Жаш (2011a), Жеке өзгөчөлүктөрү, ошондой эле күрөшүп жана интернет колдонуу күтүүлөр эле Гиа дарылоо тиешелүү деп ойлоп, бирок эмпирикалык далилдер абдан аз болду (мисалы, Жаш, 2013).

Бул макалада берилген жыйынтыктары таанып-турумдук терапияны экенин далилдеген дагы бир булагын камсыз кылуу жана CBT-IA IA мамиле чыгара алат. адамдын белгилүү бир cognitions (стили жана интернет колдонуу болуп жатканы менен күрөшүп) психиатрдык белгилердин таасири (депрессия, коомдук тынчсыздануу) ортомчу, сапаттарын жана GIA симптомдору боюнча коомдук тааным (жалгыздыктан, коомдук колдоо көрсөтүү). таанып-терапиясын колдонуу, баа берүү начар cognitions аныктоо керек басым чечүү. Бул күбөлөндүрүү болуп саналат, доктур кардардын муктаждыктарын түшүнүү үчүн Интернет пайдалануу болуп жатканы менен карап чыгуу керек жана интернет канааттандырууга жардам берет кардар кандай жолдор менен ишенет.

Же болбосо, табылгалар да терапия интернет ыркы пайдалануу менен байланышкан начар иштеген cognitions чечүү керек деп ойлойм. Бул жыйынтыктар, мисалы, overgeneralization, болтурбоо, бөгөт коюу, рендерлеп, начар иштеген маселе чыгаруу, же терс өз алдынча түшүнүктөр сыяктуу эле начар иштеген cognitions карандылыкты Интернет пайдалануу менен байланышкан көрсөттү мурда изилдөө ырастоо (Жаш, 2007). Бул табылгаларга бир клиникалык мааниси терапия билүү кайрадан колдонууга жана Интернетте көз карандылыкты пайдалануу алып ойлор менен күрөшүү үчүн reframing керек. Мисалы, Гиа бир оорулуу азап коомдук тынчсыздануу жана уялчаак жана бир нече Досторду ошондой эле мектептен башкалар менен кыйынчылык белгилери болушу мүмкүн. Ал андан кийин коомдук тармактар ​​аркылуу башка адамдар менен сүйлөшүү, "чыныгы" коомдук өз ара коркунучтуу кырдаалдык жактарын көрбөй анын коомдук муктаж жаккан деп ойлошу мүмкүн. Мындан тышкары, ал ошондой эле онлайн оюн мектептеги кыйынчылыктар жана онлайн же Интернеттен маалыматтарды издөө сатып экендигин адаштырышы мүмкүн ойноп жалгыздык сезимин азайтуу мүмкүн узарышы мүмкүн. ал терапия кайсы мектепте же жеке турмушта башка жерлерди көрүп, аны уюштурмай сыйлоо бекемдеп жана коомдук муктаждыктарды коп болот. Ал Коомдук тармакташуу сайттары, оюндар жана соода-сайттары ал жашоо жөнүндө жакшы ойдо гана жерлери болуп саналат жана ал башка дени каражаттарын табат деп актап ала албай калса, андан көз каранды, ал ар кандай Интернет-арыздар боюнча болот. cognitions Гиа өнүгүшүндө ойногон ролун билип, таанып билүү терапия кардарлар онлайн аларды гипотезаларды жана жоромолдор кайра жардам берет. Дагы, бул мүмкүн болгон клиникалык иликтөөнүн жыйынтыгы боюнча, натыйжада алар дарылоо-издеп, клиникалык үлгүсүндөгү жасала керек, анткени, этияттык менен мамиле кылуу керек.

кененирээк көз карашы менен алганда, Бирок, бул ачылыштар адис атайын интернет-көз каранды бейтаптарды CBT-IA кантип колдонсо болорун эске түшүнүккө ээ болушат. Жүрүм-турумду өзгөртүү кардарлар иштеп чыгуу жана күнүмдүк түк менен күрөшүү үчүн жаңы жана иш стратегияларга, ылайыкташууга жардам берет. Терапия кардарлар Интернетке бурулуп караганда күрөшүп дени сак жолдорун табууга жардам басым керек. CBT-IA негизги компоненти кардарлар МА салым кошкон негизги маселелер менен күрөшүүгө жардам берүү үчүн жүрүм-терапия болуп саналат, атайын же жалпы (Жаш, 2011a, 2013). жыйынтыктар күрөшүү көндүмдөрүн жогорулатуу кардарлар үчүн онлайн барып зарылдыгын азайышына алып келет деп ырасташат. жалпы калктын бир үлгүдөгү окуган болсо да, жогоруда айтылгандай, күрөшүп деп табуу жана жатканы Гиа иштеп чыгуу жана жүргүзүү боюнча Гиа механизмдерин түшүнүүгө салым ортомчу болуп саналат жана алар кандайдыр бир дарылоо таасирин тийгизет деп ишенебиз . азыркы изилдөөгө багытталган эмес, дагы бир өзгөчөлүгү prefrontal борбору бүтүндүгүн ролу болуп саналат. терапия учурунда интернет колдонуу билүү көзөмөлдү күчөтүү мүмкүн аткаруучу милдеттерин жана башка жогорку даражадагы билим менен байланыштуу, анткени CBT-IA натыйжалуулугун да, оорулуунун prefrontal иштөөсүнө көз каранды болушу мүмкүн. Бул келечектеги изилдөө чечүү үчүн маанилүү, анткени жакында ал prefrontal борбору милдеттерин көрсөтүү жерде жарыяланган макалалардын бир нече болушу мүмкүн менен ооруган кыскарган МА жатышат (Обзор көрүп Маркасы .Удаалаш., 2014).

Биздин үлгүсүндөгү-жылы жашы тескери Гиа белгилери менен байланыштуу, бирок өтө аз таасир өлчөмү (дисперсияны 1.96% түшүндүрүп гана). Улгайган адамдарга Интернет пайдалануу боюнча акыркы макалалар эске алуу менен (мисалы, Eastman жана Iyer, 2004; Vuori жана Холмлунд-Rytkönen, 2005; Кэмпбелл, 2008; Намруд, 2011), Бир, мисалы, Интернеттеги ниеттерин жана жол улгайган тажрыйбасы кызыктуу жана канааттануу менен ошондой эле Интернет аркылуу бир нече аспектилери боюнча жашы таасирин эске албаганда, албетте, мүмкүн. улгайган адамдар, ошондой эле өсүп курак менен prefrontal борбору өзгөрүүлөргө байланыштуу аткаруу бузулушу өнүктүрүү үчүн жогорку мүмкүнчүлүгү бар экенин эске алганда (Alvarez жана Эмори, 2006), Ошондой эле чечимдерди кабыл алуу кыскартуу менен тыгыз байланышта болгон (Маркасы жана Markowitsch, 2010), Бир Интернет ырахат көп дуушар ошол улуу аткаруу кыскартуу менен адамдар, Гиа иштеп чыгуу мүмкүн деп ойлоого мүмкүн. Ошентсе да, бул, биздин үлгү эски темаларды камтыйт жок, анткени, биздин маалыматтар көрсөтүлгөн эмес. Future изилдөөлөр улуу кишилер менен Гиа коркунучу менен байланышкан өзгөчө аялуу себептерин иликтөөгө алат.

Гендердик моделдин жалпы түзүлүшүн таасирин тийгизген жок. Буга чейинки макалаларда, гендердик таасирлери сыяктуу онлайн оюн МА айрым түрлөрү үчүн табылды (мисалы, Ko .Удаалаш., 2005) Жана өзгөчө киберсексти (Meerkerk .Удаалаш., 2006; Griffiths, 2012; Laier .Удаалаш., 2013, 2014), Ошондой эле Интернет менен көз карандылыкты пайдалануу иштеп чыгуу жана эркектери жалпысынан коркунучу бар (бул кабыл алына элекЖаш .Удаалаш., 1999, 2011). Биздин изилдөөдө, Гиа боюнча гендердик-таасир, с-IAT менен ченегенде, ошондой эле, өтө эле аз болгон (d = 0.19, жок эле дегенде, бир жалпы калктын эки эркек Гиа иштеп чыгуу коркунучу алдында бирдей экенин билдирген) анын жыйынтыгын көрүп жатабыз. гендердик Г. KJENN жалпы маалыматтар түзүмүн таасир берген жок да, медиаторлорго божомолдоолордун өзгөрмөлөр үч түздөн-түз таасир карата аялдар менен эркектердин ортосунда кээ бир айырмачылыктар бар. натыйжалары бөлүктөгү тыянактарга ылайык, психиатрдык аспектилери аялдар болуп жатканы таасир, күрөшүү жана жатканы тууралуу жеке аспектилери терс таасир, эркектерге эмес, аялдарга караганда эркектерге көбүрөөк бар болчу. Бул таасир депрессия жана коомдук тынчсыздануу карата гендердик айырмачылыктарды адабияттар менен дал келет (Sprock жана Yoder, 1997; Moscovitch .Удаалаш., 2005), Ошондой эле өзүн-өзү сыйлоо жана өзүн-өзү натыйжалуулугун (Huang, 2012). Бирок, изилдөө, атап айтканда Андайда жана жатканы боюнча ортомчулук таасир Трейлер үчүн маанилүү болуп саналат ачыла гендердик таасир эткен эмес (орточо курамы талдоонун жыйынтыктарын карагыла). Демек, гендердик коомдук тынчсызданууну, депрессияга же кандайдыр бир жеке жактарына таасирин тийгизди да, күрөшүп да болуп жатканы да, кыздарга КНОнун-МА каралышы керек кантип көз карандысыз.

Акыр-аягы, бул изилдөөнүн бир нече чектөөлөр бар. Бул толугу менен дарылоо, анын клиникалык натыйжалуулугун көрө клиникалык калктын ары тестирлөө муктаж кайрадан иштелип чыккан үлгүсү болуп эсептелет. Ал ошондой эле жалпылык узак нускасын пайдаланып сыноодон өтүшү керек (Жаш, 1998; Widyanto жана McMurran, 2004) Адабият кыйла сыналган чара катары. Биз бүт моделге, бирок клиникалык үлгүдөгү бул ишти атаган болсо, колдонулган баалоо куралы узундугу берилген кыска нускасын колдонгон, ал, мисалы, Интернетти баа берүү, ошондой эле, IA кошумча чаралары менен бирге отурчу колдонууга сунуш кылынат компьютер оюну көз карандылык катары масштабда (AICA-S) же клиникалык маегинде (AICA-C) иштелип чыккан жана клиникалык топтор менен бекитилген (Wölfling .Удаалаш., 2010, 2012). Андан тышкары, биз иштеп чыккан жана бул изилдөө максаттары үчүн Интернетти колдонуу болуп жатканы менен анкетаны сыналган. Биз методологиялык эскичил жана масштабда өнүгүшүнө кылдат жатканда, бул чара колдонуу үчүн кошумча калк менен бааланат жана анкета келечектеги изилдөө боюнча мындан ары эмпирикалык текшерүүдөн муктаж керек. улам практикалык негиздер биздин изилдөө баа бөлүктөн көп жылдан бери Кошумча жана толук чакандыгы жана сурамжылоо клиникалык үлгүлөрдү, колдонулушу керек, буюмдарды чектөө саны менен кыска суроолор тизмегинин жардамы менен ченөө (онлайн изилдөөлөрдүн контекстинде эскирүү) . Дагы бир проблема жалпы ыкмасы дисперсияны болот (Podsakoff .Удаалаш., 2003). Тилекке каршы, теориялык жактан ар башка өзгөрүлмөлүүлөр менен байланышы болушу керек эч кандай так маркер өзгөрүлмө, практикалык себептерден улам изилдөө киргизилген (онлайн изилдөөлөрдүн үчүн орчундуу босогодон болуп иликтөө, дээрлик 25 мүн алды). Биз жыйынтыгы боюнча жалпы ыкмасы дисперсияны таасирин жокко мүмкүн эмес болсо да, биз бүт түзүлүшү үчүн бул таасир күмөн эсеп билдирди деп ырасташат. өзгөрмөлүү бир оригиналынын текшерүү (Мазмуну 3) Бир адамдардын кээ бир өтө аз (мисалы экенин көрө алабыз, r = -0.08, r = -0.09, r = 0.12 ж.б.). Биз бул төмөнкү катыштар бир тендердик ишарат жалпы ыкмасы дисперсиясы берүүлөрдүн негизги кескин анализ таасир этпейт берет деп ойлойм. Ошентсе да, модель системалуу көп-сапат-көп ыкма ыкма менен сыноодон өтүшү керек (Кэмпбелл жана атчы 1959) Келечектеги изилдөө.

аркылуу айтылгандай, SIA боюнча моделдин, демек, азыркы изилдөө, Гиа бурат Маркасы .Удаалаш. (2014), Дагы эмпирикалык сыналган болушу керек. СТБнин ар кандай түрлөрү (мисалы, ойноого, онлайн порно, же Интернет-зоок) күрөшүүгө көндүмдөр жана Интернет колдонуу болуп жатканы менен маселенин өнүктүрүү сыяктуу ролду ойнойт-жетпесин билиш үчүн, сыноодон өтүшү керек. Гиа түшүнүгү оорулууларда көйгөйлүү жүрүм-жабууга негизинен шайкеш болсо, ошондой эле дагы эле талаш. Биз бир нече ар кандай Интернет-арыздарды бир бүдөмүк пайдалануу менен байланышкан өзүн-өзү билдирди көйгөйлөрдүн ортосундагы байланышты жана модели сунуш өзгөрмөлөр үчүн кандай далил тапкан эмес. Гиа түшүнүгү с-IAT нускама жана даана аныктамаларындагы менен operationalized эле эмес, ошондой эле иш жүзүндө менен мындай байланыш, оюн, кумар, киберсекс катары катышуучуларынын 97% дан билдирди дайыма интернет, үч же андан көп башка тиркемелерди колдонуу үчүн, соода, же маалымат издеген. клиникалык көз карашы менен алганда, ал, негизинен, бирок бейтаптар болсо GIA дарылоо-издеп дарылоо же издеп үчүн төмөндөгүлөр негиз болушу мүмкүн талкуунун темасы бир бир өтүнмө пайдаланууну контролдоо жоготуп жабыр тартып, бир гана. Биз интернет пайдалануу контекстинде сын жүрүм-системалуу тарабынан иликтөө клиникалык изилдөөлөр бул ойду эске алып, бир эмес, бир нече интернет колдонуу көзөмөлсүз жана көз карандылыкты пайдалануу клиникалык үлгүлөрдө канчалык тез-тез талдоо сунуштайбыз. Мындан тышкары, Гиа боюнча теориялык модели сунушталган бардык компоненттер жок, бул изилдөөнүн кошулушу мүмкүн. Мисалы, кошумча мүнөзү же башка психиатрдык оорулар келечектеги изилдөө киргизилиши мүмкүн.

жыйынтыктоо

Гиа боюнча моделдин негизги гипотеза эмпирикалык маалыматтар менен колдоого алынат. Адамдын негизги мүнөздөмөлөрү Гиа симптомдору менен байланыштуу, бирок, бул таасир адамдын белгилүү бир cognitions, өзгөчө оор стили жана интернет колдонуу болуп жатканы менен тастыкталат. Бул cognitions Интернет бир көз карандылыкты пайдалануу дарылоо чечилиши керек.

Author Contributions

Маттиас маркасы, кагаз биринчи долбоорун жазган маалымат жыйнагын көзөмөлү астында, талдоого жана маалыматтарды түшүндүрүп берди. Кристиан Laier эмпирикалык изилдөө жана маалыматтарды чогултуу негизи өзгөчө салым кошкон, ал кол жазманы кайра. Kimberly S. Жаштар долбоорун түзөтүлдү, сын көз менен аны кайрадан каралып чыккан жана кол жазма менен акыл-эс менен иш жүзүндө кошкон. Бардык Жазуучулар акыры кол жазманы бекитилген. Бардык эмгектик ишинин бардык аспектилери боюнча отчет берет.

Пайыздык Маалыматтын чыр

Жазуучулар изилдөө кызыкчылыктардын мүмкүн болуучу чыр-чатак катары боло турган кандайдыр бир соода же каржылык мамилелер жок жүргүзүлдү деп.

Acknowledgments

Биз изилдөө жана кол алардын баалуу Салымдарымды Элиза Wegmann жана Jan Snagowski ыраазычылык билдиребиз. Алар бизге олуттуу онлайн сурамжылоо программалоо жана маалыматтарды текшерүү менен жардам берди.

шилтемелер

түзөткөндөр:

Опирге Тайып, California State University, Fullerton жана Түштүк California, АКШ University

тарабынан каралат:

Амман M. Weinstein, Келбети Медикал уюму, Ысрайыл
Daria Джоанна Адамс, Екатеринбург, UK