Facebook Addiction Disorder (FAD) onder Duitse studenten-A longitudinale benadering (2017)

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

Online gepubliceerd 2017 Dec 14. doi: 10.1371 / journal.pone.0189719

PMCID: PMC5730190

Julia Brailovskaia, Conceptualisatie, Gegevensbeheer, Formele analyse, Onderzoek, Methodologie, Validatie, Visualisatie, Schrijven - origineel concept, Schrijven - review & redactie^* en Jürgen Margraf, Financiering, Middelen, Schrijven - review & redactie

Phil Reed, redacteur

Abstract

De huidige studie had als doel om Facebook Addiction Disorder (FAD) te onderzoeken in een Duits studentenmonster over een periode van een jaar. Hoewel het gemiddelde FAD-niveau tijdens het onderzoektijdvak niet toenam, was er een significante toename in het aantal deelnemers dat de kritieke cutoff-score bereikte. FAD was significant positief gerelateerd aan het persoonlijkheidskenmerk narcisme en aan negatieve variabelen in de geestelijke gezondheid (depressie, angst en stresssymptomen). Bovendien bemiddelde FAD volledig in de significante positieve relatie tussen narcisme en stresssymptomen, wat aantoont dat narcistische mensen specifiek het risico kunnen lopen om FAD te ontwikkelen. De huidige resultaten geven een eerste overzicht van FAD in Duitsland. Praktische toepassingen voor toekomstige studies en beperkingen van de huidige resultaten worden besproken.

Introductie

Overmatige consumptie van psychoactieve chemicaliën, zoals alcohol en andere drugs, is bekend om verslavend gedrag te veroorzaken. Echter, gedragsmatige (dat wil zeggen, niet-substantie) verslavingen zijn nog steeds een omstreden onderwerp. Tot nu toe is alleen pathologisch gokken erkend als een formele psychiatrische stoornis in het diagnostisch en statistisch handboek voor psychische stoornissen (5^th ed., DSM-5; [1]). Bovendien was internet-gamenstoornis opgenomen in de sectie "Emerging Measures and Models" van de DSM-5 [1, 2]. Er is dus een grote behoefte aan verder rigoureus onderzoek en voor studies die significant bewijsmateriaal vinden op het gebied van gedragsverslavingen [3, 4]. Gezien het grote belang van sociale media in het dagelijks leven van mensen van vandaag, hebben een aantal recente onderzoeken zich gericht op verder problematisch mediagebruik (bijv.5, 6]). Terwijl sommige studies algemene internetverslaving [7-9] en rapporteerden bijvoorbeeld een positieve associatie tussen problematisch internetgebruik, depressie en angstsymptomen, andere studies hebben aandacht besteed aan verslaving aan sociale netwerksites (SNS) [10], vooral voor de populaire internationale SNS Facebook [4, 11, 12].

Momenteel heeft Facebook meer dan 2.1 miljard leden [13]. Voor velen van hen is het gebruik van Facebook een belangrijk onderdeel van het dagelijks leven geworden [14], en sommigen van hen lijken de controle over hun Facebook-gebruik te verliezen en een sterke psychologische behoefte te ontwikkelen om online te blijven, ondanks de mogelijke negatieve gevolgen van dit gedrag [15] - zogeheten Facebook Addiction Disorder (FAD) [16]. FAD wordt gedefinieerd door zes typische kenmerken van verslavingsstoornissen: opvallendheid (bijvoorbeeld permanent denken aan Facebook-gebruik), tolerantie (bijvoorbeeld dat er steeds meer tijd op Facebook nodig is om eerder positief gebruikseffect te bereiken), stemmingswijziging (bijv. Gemoedsverbetering door gebruik op Facebook) terugval (teruggaan naar eerder gebruikspatroon na ineffectieve pogingen om Facebookgebruik te verminderen), ontwenningsverschijnselen (bijv. nerveus worden zonder de mogelijkheid Facebook te gebruiken) en conflicten (bijv. interpersoonlijke problemen veroorzaakt door intensief Facebook-gebruik) [11, 15, 17].

Hoewel FAD positief werd geassocieerd met mannelijk geslacht, circadiaans ritme (late bedtijden en stijgende tijden op weekdagen en in het weekend), waren slapeloosheid, depressie en angstsymptomen, de relatie met leeftijd, openheid, acceptabelheid en gewetensbezwaar negatief [11, 12, 15, 18-20]. Błachnio et al. [21] onderzocht FAD in verschillende landen. Ze beschreven de hoogste FAD-niveaus in China en de laagste in Polen. Aldus hebben beschikbare onderzoeken aangetoond dat FAD voorkomt in verschillende populaties en geassocieerd zijn met verschillende factoren, zoals demografische variabelen, variabelen in de geestelijke gezondheid en persoonlijkheidstrekken. Deze resultaten zijn echter niet voldoende om FAD officieel te erkennen als een gedragsverslaving. Een van de redenen is de cross-sectionele aard van de huidige onderzoeken, die weinig bewijs leveren over de ontwikkeling en het onderhoud van FAD. Daarom is longitudinaal onderzoek nodig om meer inzicht te krijgen in de epidemiologie van FAD en om te begrijpen welke factoren samenhangen met problematisch Facebook-gebruik. Deze kennis is noodzakelijk voor de uitwerking van interventieprogramma's gericht op de bescherming van mentale (zie [22]).

Bovendien kwamen veel onderzoeken naar FAD uit landen zoals Noorwegen, Maleisië en Turkije (bijv.11, 19, 20, 23, 24]). Hoewel Facebook-gebruik integraal onderdeel is geworden van het dagelijks leven van een groot deel van de Duitse bevolking, met name jongere mensen [25], maar weinig aandacht is besteed aan FAD in Duitsland.

Daarom was het hoofddoel van de huidige studie om de epidemiologie van FAD in de loop van een jaar (twee meetmomenten) in een Duits monster te onderzoeken. Gezien het gebrek aan kennis over de ontwikkeling van FAD, had dit onderzoek voornamelijk een verkennend karakter (zie [4]). Een tweede kwestie was het bepalen van de associaties tussen FAD en verschillende variabelen in de geestelijke gezondheid, evenals fysieke gezondheid (zie hypothese 1 bij hypothese 5) en om te onderzoeken of deze associaties in de loop van de tijd veranderen. Deze aanpak zou moeten bijdragen aan een beter begrip van FAD. Gezien eerdere resultaten die een positief verband vonden tussen FAD en Facebook gebruik, enerzijds, en depressie, angst en stress symptomen, anderzijds [11, 26, 27], hebben we verondersteld een positief verband te vinden tussen FAD en negatieve mentale gezondheid (ie depressie, angst en stresssymptomen) (Hypothese 1). Shakya en Christakis [28] en Kross et al. [29] beschrijft het aanhoudende gebruik van Facebook als negatief geassocieerd met positieve variabelen zoals tevredenheid met het leven en fysieke gezondheid. Daarom veronderstelden we verder een negatieve relatie te vinden tussen FAD en positieve mentale gezondheidsvariabelen (dwz levenssatisfactie, sociale ondersteuning) (Hypothese 2), evenals fysieke gezondheid (Hypothese 3). Daarnaast hebben we het persoonlijkheidskenmerken narcisme toegevoegd waarvan vaak wordt gemeld dat het positief geassocieerd is met intensief gebruik van sociale media (bijv.30-32]) in ons onderzoek. Typisch, narcistische mensen gebruiken Facebook voor zelfpresentatie en sociale interactie om te voldoen aan hun behoefte aan aandacht en bewondering [33, 34]. Als dergelijke personen niet de gewenste hoeveelheid aandacht krijgen, ervaren ze vaak stress symptomen [35]. Daarom verwachtten we dat het persoonlijkheidskenmerk narcisme positief gerelateerd zou zijn aan FAD (Hypothese 4). Bovendien gingen we ervan uit dat FAD de relatie tussen narcisme en stresssymptomen (hypothese 5) kan mediëren (zie Fig 1).

Fig 1

Bemiddelingsmodel met narcisme als voorspeller (X), FAD als bemiddelaar (M) en stress-symptomen als uitkomst (Y) (hypothese 5).

materialen en methodes

Procedure en deelnemers

De huidige studie behoort tot het lopende BOOM-onderzoeksprogramma (Bochum Optimism and Mental Health) dat onderzoek doet naar de risico's en beschermende factoren van geestelijke gezondheid [36-39]. Sinds 2011 wordt een uitnodigingse-mail met een link naar de baseline online-enquête verzonden aan alle studenten die zijn ingeschreven aan de Ruhr-Universität Bochum, een grote Duitse staatsuniversiteit. Aan het einde van de basislijnenquête, die vragenlijsten over verschillende aspecten van geestelijke gezondheid en persoonlijkheid bevat, wordt de deelnemers gevraagd of ze ermee instemmen om te worden opgenomen in de BOOM-deelnemerspool en dat ze gecontacteerd worden voor verder onderzoek. De deelname aan de online enquête van BOOM is vrijwillig en kan worden gecompenseerd met studiepunten.

In december 2015 is een collectieve e-mail met een uitnodiging voor deelname en de link voor de online enquête verstuurd naar een willekeurig verzamelde steekproef van 300 personen uit de BOOM-studentendeelnemerspool (eerste meetmoment, T1). De enige vereiste voor deelname was een huidig Facebook-lidmaatschap. In december 2016 ontvingen degenen die de eerste enquête hadden ingevuld (N = 185) opnieuw een e-mailuitnodiging voor de tweede online enquête (tweede meetmoment, T2) met dezelfde vragen als de enquête op T1. In totaal 179 studenten (77.1% vrouwen) van verschillende faculteiten en semesters (1-2: 41.3%, 3-4: 23.5%, 5-6: 13.4%, 7. ≤: 21.8%) beide enquêtes ingevuld (leeftijd (jaar): M = 22.52, SD = 5.00, bereik: 17-58). Terwijl 46.3% van de deelnemers alleenstaand was, leefde 49.2% in een vaste relatie en 4.5% van hen was getrouwd. De ethische commissie van de Ruhr-Universität Bochum keurde de implementatie van deze studie goed. We volgden alle nationale voorschriften en wetten met betrekking tot onderzoek met menselijke proefpersonen en kregen de vereiste toestemming om dit onderzoek uit te voeren. De deelnemers kregen de juiste instructies en gaven online geïnformeerde toestemming om deel te nemen. A priori uitgevoerde vermogensanalyses (G * Power-programma, versie 3.1) toonden aan dat de steekproefomvang voldoende was voor geldige resultaten (vermogen> .80, α = .05, effectgrootte f² = 0.15) (cf., [40]). De dataset die in dit onderzoek is gebruikt, is beschikbaar in S1 Dataset.

Maatregelen

Mentale gezondheid

Levensvoldoening. De eendimensionale tevredenheid met de levensschaal (SWLS) [41] de tevredenheid over het globale leven gemeten met vijf items (bijv. "In de meeste opzichten ligt mijn leven dicht bij mijn ideaal.") beoordeeld op een 7-punt Likert-schaal (1 = zeer mee oneens, 7 = helemaal mee eens). Hogere scores duiden op hogere niveaus van tevredenheid met het leven. De totale score kan variëren van zeven tot 35. De SWLS heeft goede psychometrische eigenschappen. De convergente en discriminante validiteit is eerder aangetoond [36, 42]. De betrouwbaarheid van de interne schaal is Cronbach's α = .92 [43]. De huidige schaalbetrouwbaarheid was α_T1 = .89 / α_T2 = .89.

Sociale steun. Om subjectieve waargenomen of verwachte sociale ondersteuning te meten, de korte eendimensionale versie van de vragenlijst voor sociale ondersteuning (F-SozU K-14) [44] was gebruikt. Het bestaat uit 14-items (bijv. "Ik ervaar veel begrip en veiligheid van anderen.") Beoordeeld op een 5-punt Likert-schaal (1 = helemaal niet waar, 5 = zeer waar). Hoe hoger de totale score, hoe hoger het niveau van waargenomen of verwachte sociale ondersteuning. De totale score kan variëren van 14 tot 70. Dit instrument heeft goede waarden van convergente en discriminante validiteit, evenals een goede hertest-betrouwbaarheid. Er is gerapporteerd dat de betrouwbaarheid van de interne schaal α = .94 [36, 44]. De huidige interne betrouwbaarheid was α_T1 = .91 / α_T2 = .93.

Depressie, angst, stress. De depressies Angstschaduwen 21 (DASS-21) [45], een korte versie van de DASS-42, gemeten depressie, angst en stresssymptomen in de afgelopen week op drie subschalen van 7-items (dwz schaaldepressie: "Ik kon helemaal geen positief gevoel lijken te ervaren." , schaal angstgevoelens, "Ik voelde me bang zonder een goede reden."; stress op schaal, "ik neigde ertoe om te veel te reageren op situaties.") beoordeeld op een 4-punt Likert-schaal (0 = gold helemaal niet voor mij, 3 = veel op mij toegepast of de meeste tijd). Hogere scores op de drie schalen duiden op hogere niveaus van depressie, angst en stress. De totale score van elke schaal kan variëren van nul tot 21. De DASS-21 is een beproefd instrument in niet-klinische en klinische monsters met vergelijkbare goede psychometrische eigenschappen als de lange 42-artikelversie [46]. Er is gerapporteerd dat de betrouwbaarheid van de interne schaal varieert tussen de drie schalen (depressie: α = .83; angst: α = .78; stress: α = .87) [47]. De huidige interne betrouwbaarheid was α_T1 = .86 / α_T2 = .88 voor de depressieschaal, α_T1 = .80 / α_T2 = .79 voor de angstschaal en α_T1 = .87 / α_T2 = .88 voor de stressschaal.

Facebook Addiction Disorder (FAD). FAD, dat zich aan een tijdsbestek van het afgelopen jaar hield, werd beoordeeld door de korte versie van de Bergen Facebook Addiction Scale (BFAS) [15] die zes items bevat (bijv. "Word onrustig of onrustig als u Facebook niet mocht gebruiken?") volgens de zes belangrijkste verslavingsfuncties (dwz opvallendheid, tolerantie, stemmingswijziging, terugval, terugtrekking, conflict) beoordeeld op een 5-punt Likert-schaal (1 = zeer zelden, 5 = zeer vaak). Hogere scores weerspiegelen hogere niveaus van FAD. De totale score kan variëren van zes tot 30. Van de 6-artikelversie van de BFAS is aangetoond dat deze vergelijkbare goede psychometrische eigenschappen heeft als de lange 18-artikelversie. De interne schaalbetrouwbaarheid van de korte versie is α = .83 / .86 [15, 20, 48]. De huidige schaalbetrouwbaarheid was α_T1 = .73 / α_T2 = .82. Tot nu toe zijn specifieke cutoff-scores om FAD te categoriseren, zelden onderzocht. Overwegend onderzoek naar andere verslavingen, Andreassen et al. [15] suggereerde twee mogelijke categorisatiebenaderingen voor problematische BFAS-waarden: een meer liberale benadering met betrekking tot een polythetisch scoreschema (cutoff-score: ≥ 3 op ten minste vier van de zes items), of een meer conservatieve benadering met betrekking tot een monothetisch scoreschema (cutoff-score: ≥ 3 bij alle zes items).

Narcisisme

Om het persoonlijkheidstrek narcisme te beoordelen, de korte Narcistische Persoonlijkheidsinventaris (NPI-13) [49] bestaande uit 13-opties voor geforceerde keuze (0 = laag narcisme, bijvoorbeeld: "Ik vind het niet leuk als ik merk dat ik mensen manipuleer.", 1 = hoog narcisme, bijvoorbeeld: "Ik vind het gemakkelijk om mensen te manipuleren." ) was gebruikt. Hoe hoger de totale score, hoe hoger het narcisme. De totale score kan variëren van nul tot 13. Er is aangetoond dat de NPI-13 even goede psychometrische eigenschappen heeft als de 40-artikelversie van de volledige lengte en dat de conceptuele adem wordt behouden [50, 51]. Het geeft een totaalscore en drie scores op subschaal (bijv. Leiderschap / autoriteit (LA), grandioze exhibitionisms (GE), recht / exploitativiteit (EE), zie [52]). De huidige studie richtte zich alleen op de totale score van narcisme. Eerdere studies rapporteerden een betrouwbaarheid op interne schaal van α = .67 / .73 [49, 51]. De huidige interne betrouwbaarheid was α_T1 = .53 / α_T2 = .60.

Lichamelijke gezondheid

De EuroQuol visuele analoge schaal (EQ VAS) [53, 54] - een visuele analoge schaal variërend van 0 (slechtst denkbare gezondheidstoestand) tot 100 (best denkbare gezondheidstoestand) - de algehele huidige fysieke gezondheidsstatus van de deelnemers. Hogere scores duiden op hogere niveaus van fysieke gezondheid. De geldigheid van de EQ VAS is aangetoond door eerder onderzoek [55].

Gebruik van media

Frequentie van algemeen internetgebruik en gebruik van SNS werd beoordeeld op een 7-punt Likert-schaal (0 = nooit, 6 = meer dan eenmaal per dag). Hogere scores hebben een hogere gebruiksfrequentie. Daarnaast is aan de deelnemers gevraagd of ze ook lid zijn van andere SNSs dan Facebook (dat wil zeggen Twitter, Instagram, Tumblr of een ander SNS: 0 = nee, 1 = ja) en hoeveel SNSs ze in totaal gebruiken [34].

statistische analyse

Statistische analyses werden uitgevoerd met het Statistical Package for the Social Sciences (SPSS) 24 en de macro Process-versie 2.16.1 (www.processmacro.org/index.html). Na beschrijvende analyses van de onderzochte variabelen werden hun mogelijke veranderingen tussen T1 en T2 beoordeeld door herhaalde metingen van de variantie (ANOVA binnen de subjecten). Associaties tussen de onderzochte variabelen werden beoordeeld door het berekenen van nulde orde bivariate correlaties en meervoudige lineaire regressieanalyses. Vervolgens wordt het bemiddelingsmodel gepresenteerd Fig 1 werd geanalyseerd. De basisrelatie tussen narcisme (voorspeller, X) en stresssymptomen (uitkomst, Y) werd aangegeven met c (het totale effect). Het pad van narcisme naar FAD (mediator, M) werd aangegeven door aen het pad van FAD naar stress werd aangegeven door b. Het indirecte effect werd vertegenwoordigd door het gecombineerde effect van pad a en pad ben pad c ' wees op het directe effect van narcisme op stresssymptomen na de opname van FAD in het model. Het bemiddelingseffect werd beoordeeld door de bootstrappingprocedure (10.000-monsters) die versnelde betrouwbaarheidsintervallen biedt (CI 95%). Gezien de tekortkomingen van de effectgrootte kappa-kwadraat (κ²) vaak gebruikt in bemiddelingsanalyses, P_M (de verhouding van het indirecte effect tot het totale effect) werd gebruikt als bemiddelingseffectmaat [56].

Resultaten

Beschrijvende analyses en vergelijking tussen T1 en T2

Alle onderzochte variabelen waren bijna normaal verdeeld (aangegeven door Kolmogorov-Smirnov-test, analyse van skew, kurtosis en histogram). tabellen Tables11 en and22 hun beschrijvende waarden presenteren. Bovendien, Tabel 1 toont de resultaten van de ANOVA's binnen het onderwerp die de T1- en T2-waarden vergelijken. Hoewel de waarden voor lichamelijke gezondheid aanzienlijk zijn gedaald (gedeeltelijke eta² = .04), de waarden van depressiesymptomen (partiële eta² = .06) en het gemiddelde aantal gebruikte SNSs (partiële eta² = .02) is aanzienlijk toegenomen. De beschreven effecten waren klein.

Beschrijvende statistiek en gemiddelde vergelijking tussen T1- en T2-waarden van persoonlijkheid, fysieke en mentale gezondheid en variabelen voor mediagebruik (ANOVA binnen de subjecten).

Beschrijvende statistiek (frequenties) van mediagebruik (T1 en T2).

Vanwege de polythetische score bereikten acht (4.5%) deelnemers de kritieke cutoff-score bij T1 en 15 (8.4%) deelnemers bereikten het bij T2. Volgens de monothetische score trad de kritieke cutoff-score op voor één (0.6%) deelnemer aan T1 en voor drie (1.7%) deelnemers aan T2. Gezien de specifieke verslavingsinhoud van de zes FAD-items, werden hun beschrijvende waarden afzonderlijk geanalyseerd (zie Tabel 3). Het responsbereik van alle items op T1 was 1 tot 4, het bereik van alle items op T2 was 1 tot 5. De gemiddelde waarden verschilden niet significant. Het is echter opvallend dat terwijl bij T1 een waarde ≥ 3 voor Item 5 (opname) werd bereikt door 2.2% van de deelnemers (waarde 3: drie personen; waarde 4: één persoon), bij T2 7.3% van de deelnemers een waarde ≥ 3 voor dit item (waarde 3: negen personen; waarde 4: drie personen; waarde 5: één persoon).

Beschrijvende statistiek en gemiddelde vergelijking tussen T1 en T2 van de BFAS-items (within-subjects ANOVA).

Associaties van FAD met mediagebruik, persoonlijkheids-, mentale en fysieke gezondheidsvariabelen

Op T1 correleerde FAD significant positief met het gebruik van SNS (r = .42, p <.001). De correlaties met de andere onderzochte variabelen werden niet significant. Daarentegen was FAD op T2 significant positief gerelateerd aan het gebruik van SNS (r = .37, p <.001), narcisme (r = .26, p <.001), depressie (r = .22, p <.01) ), angst (r = .32, p <.001) en stresssymptomen (r = .20, p <.01). Bij het vergelijken van deze correlaties tussen T1 en T2, liet de correlatie tussen FAD en angstsymptomen (op T1: r = .02, ns) de grootste significante verandering zien (effectgrootte: Cohen's q = .32, gemiddeld effect; zie [57]). Op T2 was er ook een significante positieve correlatie tussen narcisme en stresssymptomen (r = .16, p <.05). Een cross-time berekening die FAD op T2 en alle andere onderzochte variabelen op T1 omvatte, toonde aan dat FAD significant positief gecorreleerd was met het gebruik van SNS's (r = .33, p <.001) en met narcisme (r = .19, p <. 05). FAD op T1 was significant positief gerelateerd aan het gebruik van SNS op T2 (r = .33, p <.001).

Gebaseerd op de significante positieve correlaties tussen depressie en angstsymptomen, en FAD op T2, en eerdere studies die depressie en angstsymptomen beschreven als mogelijke voorspellers van FAD [11, 18, 58], werd een meervoudige lineaire regressieanalyse berekend. Naar eerder onderzoek (bijv. [11]), omvatte het regressiemodel depressie en angstsymptomen als onafhankelijke variabelen en FAD als afhankelijke variabele, waarbij werd gecontroleerd voor de variabelen geslacht en leeftijd. Er was geen schending van de aanname van multicollineariteit: alle tolerantiewaarden waren> .25, en alle variantie-inflatiefactorwaarden waren <5 (zie [59]). Het model verklaarde 10.7% van de variantie, F (4,174) = 5.230, p <01. Alleen angstsymptomen lieten een significant resultaat zien (gestandaardiseerde beta = .310, p <.01; 95% BI [.142; .587]).

In de volgende stap werd de relatie tussen narcisme en FAD op T2 nader onderzocht. Narcisme correleerde significant positief met de meeste FAD-items (item 1, saillantie: r = .23, p <.01; item 2, tolerantie: r = .18, p <.05; item 4, terugval: r = .20 , p <.01; Item 5, intrekking: r = .27, p <.001; Item 6, conflict: r = .16, p <.05). Alleen de relatie met item 3 (stemmingswijziging) werd niet significant (r = .11, ns).

Een regressiemodel met narcisme als de onafhankelijke variabele en FAD als de afhankelijke variabele, controlerend voor de variabelen geslacht en leeftijd, verklaarde 7.1% van de variantie, F (3,175) = 4.450, p <.01. Hoewel geslacht en leeftijd geen significante resultaten lieten zien, werd het resultaat voor narcisme significant (gestandaardiseerde beta = .259, p <.001; 95% BI [.187; .655]).

Mediation analyse

Zoals gepresenteerd in Fig 2, de bootstraped mediation-analyse laat zien dat FAD volledig de relatie tussen narcisme en stress-symptomen bemiddelt. Terwijl het pad c (totaal effect) is significant (p <.001), pad c ' (direct effect), wat impliceert dat de opname van FAD in het model niet significant wordt (p = .125). Het indirecte effect (ab) wordt significant, b = .086, SE = .046, 95% CI [.018; .204]; P_M: b = .275, SE = 6.614, 95% CI [.024; 2.509].

Fig 2

Bemiddelingsmodel inclusief resultaten.

Discussie

De huidige studie behoort tot de eerste longitudinale werken om FAD en zijn relaties met persoonlijkheid, geestelijke gezondheid en lichamelijke gezondheid in Duitsland te onderzoeken. Overwegend dat er slechts weinig bekend is over de ontwikkeling en het onderhoud van FAD, omvatte het huidige werk twee tijdmeetpunten van alle onderzochte variabelen om de loop van FAD en zijn associaties te beoordelen. We hebben significante resultaten gevonden die bijdragen aan een beter begrip van FAD.

Gemiddelde FAD-waarden (T1 en T2) voor ons Duitse studentenmonster waren opmerkelijk lager dan de waarde die wordt gerapporteerd door Andreassen et al. [20] (M = 13.00, SD = 5.20) in een studentendemonstratie in Noorwegen, waar Facebook procentueel gezien bijna tweemaal zoveel gebruikers heeft als in Duitsland (www.internetworldstats.com/stats4.htm).

Hoewel we na één jaar geen significante verandering in het gemiddelde FAD-niveau vonden, nam het aantal deelnemers dat een kritieke FAD-score bereikte opmerkelijk toe (polythetische score: 4.5% tot 8.4%; monothetische score: 0.6% tot 1.7%). In het bijzonder is het belangrijk op te merken dat opmerkelijk meer deelnemers hogere waarden van het opnamepakket bij T2 hadden dan bij T1. Dit benadrukt de verbeterde betekenis van psychologische terugtrekking bij problematisch Facebookgebruik: steeds meer gebruikers worden nerveus zonder de mogelijkheid om Facebook te gebruiken (zie ook [19]). Dit past in eerder onderzoek waarin psychologische terugtrekking na het stoppen van contact met internet wordt beschreven als een van de belangrijkste symptomen van problematisch internetgebruik [60]. Verhoogde terugtrekking kan positief gerelateerd zijn aan de zogenaamde "Fear of Missing out (FoMo)": de angst om belangrijke sociale informatie te missen en aan populariteit te verliezen, vaak beschreven door Facebook-gebruikers die het SNS niet zo vaak als gewenst kunnen gebruiken. Van FoMo is vastgesteld dat het de relatie tussen de motieve behoefte om erbij te horen en de motieve behoefte aan populariteit bij Facebook-gebruik positief bemiddelt. Bovendien was het positief geassocieerd met waargenomen stresssymptomen gerelateerd aan Facebookgebruik [61, 62].

Hoewel onze hypothesen gedeeltelijk werden bevestigd op T2, was FAD bij T1 niet significant gerelateerd aan de onderzochte variabelen. Dit kan gedeeltelijk zijn omdat aanzienlijk meer deelnemers de kritieke cutoff-score bij T2 bereikten dan bij T1. Dus bij T1 had FAD een zwakkere associatie met het leven en de mentale gezondheid van de deelnemers dan bij T2. Bovendien benadrukken deze verschillen, alvorens definitieve conclusies te trekken, de noodzaak van longitudinale observaties van de loop van FAD en van zijn associaties die in de loop van de tijd lijken te veranderen.

Onze resultaten geven aan dat mensen die intensief SNS gebruiken, het risico kunnen lopen om FAD te ontwikkelen. Algemeen internetgebruik was echter niet significant geassocieerd met FAD en onderstreepte de noodzaak om onderscheid te maken tussen de soorten online activiteiten bij het onderzoeken van mediagebruik. Volgens eerder onderzoek was T2 FAD positief geassocieerd met de drie negatieve variabelen in de geestelijke gezondheid (bevestiging van hypothese 1). De vergelijking tussen de correlaties bij T1 en bij T2 toonde aan dat vooral de positieve associatie tussen FAD en angstsymptomen in de loop van de tijd toenam. De rol van angstsymptomen in termen van FAD, ook beschreven door eerdere studies (bijv.11]), werd onderstreept door de resultaten van de regressieanalyse. Interessant is dat van alle FAD-items het terugtrekkingsitem de hoogste significante positieve correlatie vertoonde met angstsymptomen (r = .34, p <.001). Men zou dus kunnen aannemen dat mensen met verhoogde angstsymptomen, die Facebook vaak gebruiken om verlichting te vinden en te ontsnappen (zie [4]), hebben een verhoogde kans om FAD te ontwikkelen. Vanwege hun angstsymptomen zijn ze vaak nerveus en bezorgd over de gevolgen van hun gedrag. Daarom is ontwenning een van hun belangrijkste symptomen, vooral omdat ze bang zijn dingen te missen als ze Facebook niet gebruiken. We hebben echter niet gemeten FoMo of een andere specifieke Facebook-gerelateerde vorm van angst. Dus deze mogelijke interpretatie van onze resultaten blijft open voor discussie.

Hoewel FAD positief gerelateerd was aan de negatieve variabelen in de geestelijke gezondheid van T2, was geen van de positieve variabelen in de geestelijke gezondheid significant geassocieerd met FAD (in tegenspraak met hypothese 2). Dergelijke verschillende resultaten spreken voor het dual-factor model van geestelijke gezondheid dat positieve en negatieve geestelijke gezondheid met elkaar in verband brengt, maar afzonderlijke unipolaire dimensies van algemene geestelijke gezondheid [63, 64]. Bovendien lijkt FAD, zelfs al vonden we na 1 jaar een significante afname van de lichamelijke gezondheid, niet direct verband met fysieke gezondheid (in tegenspraak met hypothese 3).

Onze resultaten kunnen deels te wijten zijn aan het feit dat, hoewel de kritieke cutoff-score bij T2 werd bereikt door een significant hoger aantal deelnemers dan bij T1, de meeste van onze deelnemers gemiddelde FAD-waarden hadden onder de kritische cutoff. Daarom hebben de meesten van hen niet direct te lijden onder de gevolgen van FAD, en ervaren ze aan de andere kant de voordelen van Facebookgebruik. Sommige studies rapporteerden bijvoorbeeld een positieve associatie tussen sociale ondersteuning en Facebook-gebruik, vooral het aantal Facebook-vrienden [34, 65]. Echter, zoals de weinige uitgevoerde longitudinale onderzoeken aantonen, kan aanhoudend Facebookgebruik de tevredenheid over het leven en de lichamelijke gezondheid negatief beïnvloeden (bijv.28]).

In overeenstemming met onze verwachtingen vonden we een positieve relatie tussen narcisme en FAD (bevestiging van hypothese 4). Bovendien bemiddelde FAD volledig in de associatie tussen narcisme en stresssymptomen (bevestiging van hypothese 5). Daarom zou FAD een potentiële risicofactor kunnen zijn voor mensen met verhoogde waarden van narcisme. Facebookgebruik heeft een bijzondere betekenis voor narcistische mensen. Op Facebook kunnen ze snel veel oppervlakkige relaties aangaan met nieuwe Facebook-vrienden en een groot publiek krijgen voor hun goed geplande zelfpresentatie. Hoe meer Facebook-vrienden ze hebben, hoe groter de mogelijkheid dat ze de populariteit en bewondering krijgen waarnaar ze op zoek zijn; overwegende dat ze in de offline wereld misschien niet zo populair zijn omdat hun interactiepartners snel hun lage accepteerbaarheid en overdreven gevoel van eigenbelang kunnen waarnemen [32, 33, 66]. Narcistische mensen gebruiken de positieve feedback van interactiepartners om hun zelfrespect te reguleren en voor zelfverbetering [67]. Daarom kan worden aangenomen dat narcistische gebruikers meer tijd besteden aan het denken over Facebook dan anderen - het plannen van hun online zelfpresentatie en interactie en het reflecteren van ontvangen feedback. Dus, hoewel het gebruik van Facebook zeer aantrekkelijk is voor narcisten, kan het hen extra kwetsbaar maken voor FAD. Op overeenkomstige wijze correleerde narcisme bij T2 significant positief met de meeste FAD-items. De hoogste positieve associaties werden gevonden voor de items terugtrekking, opvallendheid en terugval.

Bovendien geven onze resultaten aan dat FAD de relatie tussen narcisme en stresssymptomen bemiddelt. Een mogelijke interpretatie is dat narcisten hun zelfpresentatie plannen om indruk te maken op hun publiek. Hoe groter het publiek, hoe moeilijker het is om indruk te maken op alle interactiepartners en de kans op negatieve feedback neemt toe. Dit verhoogt de zelfpresentatie-inspanningen van narcistische gebruikers en de tijd die ze besteden aan het denken over en het gebruik van Facebook, wat op zijn beurt hun kwetsbaarheid voor FAD verhoogt. Naarmate hun FAD-niveau toeneemt, ervaren ze meer symptomen zoals ontwenning en terugval, waardoor hun stressklachten toenemen. Deze interpretatie staat open voor discussie en moet met de nodige voorzichtigheid worden overwogen, vooral in het licht van de lage interne consistentie van de gebruikte narcistische schaal en de korte meting van FAD met slechts zes items.

Beperkingen en verder onderzoek

Onze studie heeft zeker enkele beperkingen die de generaliseerbaarheid van onze resultaten en de conclusies die daaruit kunnen worden getrokken, verminderen. We werkten met een steekproef van studenten, waaronder voornamelijk vrouwelijke Facebook-gebruikers. Om deze beperking op zijn minst gedeeltelijk aan te pakken, vergeleken we de gepresenteerde resultaten van de nul-orde bivariate correlaties tussen FAD en de andere onderzochte variabelen op T1 en op T2 met de resultaten van geschikte partiële correlaties die controleren op geslacht. Er werden geen significante verschillen tussen de twee soorten correlaties gevonden (alle vergelijkingen: q <.10, [57]). Niettemin beperkt de samenstelling van onze steekproef de generaliseerbaarheid van de huidige resultaten. Daarom moeten toekomstige onderzoeken hun repliceerbaarheid onderzoeken met behulp van een grotere en meer representatieve steekproef met een gelijke geslachtsverhouding.

Huidige gegevens werden verzameld door middel van online zelfrapportage maatregelen die, ondanks de garantie van anonimiteit, gevoelig zijn voor sociale wenselijkheid. Daarom adviseren wij toekomstige studies met een soortgelijk ontwerp om een instrument op te nemen dat de neiging van sociale wenselijkheid meet, bijvoorbeeld de Balanced Inventory of Desirable Responding (BIDR) [68], om het effect van sociale wenselijkheid post-hoc in de berekeningen te beheersen.

Zoals reeds vermeld, hebben we voor het meten van FAD de korte versie van de Bergen Facebook Verslavingsschaal gebruikt, een zelfrapportagemaatregel met slechts zes items. Van deze weegschaal is gemeld dat deze eveneens goede psychometrische eigenschappen heeft als de lange versie [15, 20, 48]. In de huidige studie, toonde het bevredigende tot goede betrouwbaarheidswaarden. Niettemin, om tegemoet te komen aan de veelzijdige aard van FAD en om de validiteit van de meting te verbeteren, adviseren wij verder onderzoek om zich te concentreren op de ontwikkeling van meer complexe instrumenten om FAD te meten. Gezien het feit dat vooral verslaafden het niveau van hun verslavende gedrag onderschatten, moeten objectieve maatregelen en observaties worden opgenomen om FAD te beoordelen. Bovendien is aangetoond dat, gelet op het feit dat fysiologische functies zoals bloeddruk en hartslag geassocieerd zijn met problematisch internetgebruik [5], moet er ook aandacht worden besteed aan potentiële fysiologische markers van FAD.

Interessant is dat de stemmingswijziging van het FAD-item niet significant gerelateerd was aan narcisme, hoewel narcistische personen meer aandacht en positieve feedback op Facebook krijgen, wat hun positieve stemming zou kunnen verhogen [69], en bovendien hun gebruikfrequentie en risico op Facebook voor het ontwikkelen van FAD kunnen verbeteren. Een reden hiervoor kan zijn dat narcistische mensen op korte termijn een stemmingswijziging ondergaan door gebruik op Facebook, wat niet meetbaar is voor het enkele FAD-item. De relatie tussen stemmingsverandering, narcisme en FAD specifieker onderzoeken, verdere maatregelen zoals het Positive and Negative Affect Schedule (PANAS) [70] - vaak gebruikt in studies die significante verbanden aantonen tussen problematisch internetgebruik en humeur (bijv. [5, 9]) - moet worden opgenomen om de stemming vóór en na Facebookgebruik te beoordelen.

De huidige studie is de eerste stap in het onderzoek naar FAD in Duitsland. Gezien de resultaten van studies die aantonen dat verschillende activiteiten op Facebook de geestelijke gezondheid op verschillende manieren kunnen beïnvloeden [71, 72], toekomstige werkzaamheden moeten gericht zijn op de duur en frequentie van het gebruik van Facebook en individuele Facebook-activiteiten. Dit zou verder bijdragen aan het begrip van de ontwikkeling en het onderhoud van FAD. Bovendien, gezien het feit dat Facebook de meest populaire, maar vaak niet de enige, gebruikte SNS is (zie Tabel 2), moet de frequentie van het gebruik van andere SNS worden opgenomen in toekomstige onderzoeken.

Kortom, de huidige resultaten geven het eerste overzicht van FAD in Duitsland, wat de enorme behoefte aan verder onderzoek op dit onderzoeksgebied onderstreept. Onze eenjarige follow-up laat zien dat aanzienlijk meer mensen de kritieke cut-offscore bereiken in vergelijking met het voorgaande jaar, en dat negatieve waarden voor geestelijke gezondheid, in het bijzonder angstsymptomen, positief geassocieerd zijn met FAD. Om echter generaliseerbare conclusies te trekken, moeten de huidige resultaten worden gerepliceerd in een representatie van grotere, leeftijds- en geslachtsrepresentaties met behulp van aanvullende maatregelen die verder gaan dan zelfrapportageschalen.

Ondersteunende informatie

S1 Dataset

Dataset gebruikt voor analyses in de huidige studie.

(SAV)

Klik hier voor extra gegevensbestand.^{(19K, sav)}

Dankwoord

De auteurs danken Holger Schillack en Helen Copeland-Vollrath voor het bewijs van het lezen van het artikel.

Financieringsverklaring

Deze studie werd ondersteund door Alexander von Humboldt hoogleraarschap toegekend aan Jürgen Margraf door de Alexander von Humboldt-Foundation. Verder erkennen wij de ondersteuning door de Open Access Publicatie Fondsen van de Ruhr-Universität Bochum. De financiers hadden geen rol in onderzoeksontwerp, gegevensverzameling en -analyse, besluit tot publicatie of voorbereiding van het manuscript.

Beschikbaarheid van data

Alle relevante gegevens bevinden zich in het papier en de ondersteunende informatiebestanden.

Referenties

1. American Psychiatric Association. Diagnostisch en statistisch handboek voor psychische stoornissen (5th ed). Washington, DC: American Psychiatric Association; 2013.

2. Király O, Griffiths MD, Demetrovics Z. Internet Gaming Disorder en de DSM-5: conceptualisering, debatten en controverses. Curr Addict Rep. 2015; 2 (3): 254-62.

3. O'Brien CP. Commentaar op Tao et al. (2010): internetverslaving en DSM-V. Verslaving. 2010; 105 (3): 565.

4. Ryan T, Chester A, Reece J, Xenos S. Het gebruik en misbruik van Facebook: een overzicht van Facebookverslaving. J Behav Addict. 2014; 3 (3): 133-48. doi: 10.1556 / JBA.3.2014.016 [PMC gratis artikel] [PubMed]

5. Reed P, Romano M, Re F, Roaro A, Osborne LA, Viganò C, et al. Differentiële fysiologische veranderingen na blootstelling aan internet bij steeds problematischere internetgebruikers. PloS ONE. 2017; 12 (5): e0178480 doi: 10.1371 / journal.pone.0178480 [PMC gratis artikel] [PubMed]

6. Osborne LA, Romano M, Re F, Roaro A, Truzoli R, Reed P. Bewijs voor een internetverslavingsstoornis: internetbelichting versterkt de kleurvoorkeur bij teruggetrokken probleemgebruikers. J Clin Psychiatry. 2016; 77 (2): 269-74. doi: 10.4088 / JCP.15m10073 [PubMed]

7. Khang H, Kim JK, Kim Y. Zelfbeheersing en motivaties als antecedenten van stroom en verslaving in digitale media: internet, mobiele telefoons en videogames. Comput Human Behav. 2013; 29 (6): 2416-24.

8. Gunuc S. Relaties en associaties tussen videogame en internetverslavingen: is tolerantie een symptoom dat in alle omstandigheden wordt waargenomen. Comput Human Behav. 2015; 49: 517-25.

9. Romano M, Osborne LA, Truzoli R, Reed P. Differentiële psychologische impact van internetblootstelling op internetverslaafden. PLoS ONE. 2013; 8 (2): e55162 doi: 10.1371 / journal.pone.0055162 [PMC gratis artikel] [PubMed]

10. Griffiths MD, Kuss DJ, Demetrovics Z. Sociale netwerkverslaving: een overzicht van voorlopige bevindingen In: Rosenberg KP, Feder LC, editors. Gedragsverslavingen. San Diego: Academic Press; 2014. p. 119-41

11. Koc M, Gulyagci S. Facebookverslaving bij Turkse studenten: de rol van psychologische gezondheids-, demografische en gebruikskarakteristieken. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2013; 16 (4): 279-84. doi: 10.1089 / cyber.2012.0249 [PubMed]

12. Hong FY, Chiu SL. Factoren die van invloed zijn op Facebook-gebruik en verslavende Facebook-tendens bij universiteitsstudenten: de rol van online psychologische privacy en motivatie voor het gebruik van Facebook. Stress Gezondheid. 2014: 1-11. [PubMed]

13. Roth P. Nutzerzahlen: Facebook, Instagram en WhatsApp, Hoogtepunten, Umsätze, uvm. (Stand November 2017) 2017 [update 02 November 2017]. https://allfacebook.de/toll/state-of-facebook.

14. Michikyan M, Subrahmanyam K, Dennis J. Kun je vertellen wie ik ben? Neuroticisme, extraversie en online zelfpresentatie bij jongvolwassenen. Comput Human Behav. 2014; 33: 179-83.

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

16. Fenichel M. Facebook-verslavingsziekte (FAD) [aangehaald 2009]. http://www.fenichel.com/facebook/.

17. Wilson K, Fornasier S, White KM. Psychologische voorspellers van het gebruik van sociale netwerksites door jonge volwassenen Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2010; 13 (2): 173-7. doi: 10.1089 / cyber.2009.0094 [PubMed]

18. Błachnio A, Przepiórka A, Pantic I. Internetgebruik, Facebook-intrusie en depressie: resultaten van een cross-sectioneel onderzoek. Eur Psychiatry. 2015; 30 (6): 681-4. doi: 10.1016 / j.eurpsy.2015.04.002 [PubMed]

19. Balakrishnan V, Shamim A. Maleisische Facebookers: motieven en verslavend gedrag ontrafeld. Comput Human Behav. 2013; 29 (4): 1342-9.

20. Andreassen CS, Griffiths MD, Gjertsen SR, Krossbakken E, Kvam S, Pallesen S. De relaties tussen gedragsverslavingen en het vijffactorenmodel van persoonlijkheid. J Behav Addict. 2013; 2 (2): 90-9. doi: 10.1556 / JBA.2.2013.003 [PubMed]

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

22. Kraemer HC, Kazdin AE, Offord DR, Kessler RC, Jensen PS, Kupfer DJ. Om de voorwaarden van het risico te respecteren. Arch Gen Psychiatry. 1997; 54 (4): 337-43. [PubMed]

23. Zaremohzzabieh Z, Samah BA, Omar SZ, Bolong J, Kamarudin NA. Verslavend Facebook-gebruik onder universitaire studenten. Aziatische Soc Sci. 2014; 10: 107-16.

24. Uysal R, Satici SA, Akin A. Bemiddelend effect van Facebook^® verslaving aan de relatie tussen subjectieve vitaliteit en subjectief geluk. Psych Rep. 2013; 113 (3): 948-53. [PubMed]

25. Duits federaal bureau voor de statistiek. Wirtschaftsrechnungen. Eigen Haushalte in der Informationsgesellschaft (IKT). 2016. https://www.destatis.de/DE/Publikationen/Thematisch/EinkommenKonsumLebensbedingungen/PrivateHaushalte/PrivateHaushalteIKT2150400167004.pdf.

26. Tandoc EC, Ferrucci P, Duffy M. Facebookgebruik, jaloezie en depressie bij studenten: is het depressief zijn van Facebook? Comput Human Behav. 2015; 43: 139-46.

27. Steers M-LN, Wickham RE, Acitelli LK. De highlight-rollen van iedereen zien: hoe Facebook-gebruik is gekoppeld aan depressieve symptomen. J Soc Clin Psychol. 2014; 33 (8): 701-31.

28. Shakya HB, Christakis NA. Vereniging van Facebook-gebruik met gecompromitteerd welzijn: een longitudinale studie. Am J Epidemiol. 2017; 185 (3): 203-11. doi: 10.1093 / Aje / kww189 [PubMed]

29. Kross E, Verduyn P, Demiralp E, Park J, Lee DS, Lin N, et al. Facebookgebruik voorspelt dalingen in subjectief welbevinden bij jonge volwassenen. PloS ONE. 2013; 8 (8): e69841 doi: 10.1371 / journal.pone.0069841 [PMC gratis artikel] [PubMed]

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

31. Wang JL, Jackson LA, Zhang DJ, Su ZQ. De relaties tussen de Big Five-persoonlijkheidsfactoren, zelfrespect, narcisme en sensatiezoekend voor gebruik door Chinese universiteitsstudenten van sociale netwerksites (SNS). Comput Human Behav. 2012; 28 (6): 2313-9.

32. Mehdizadeh S. Zelfpresentatie 2.0: narcisme en zelfbeeld op Facebook. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2010; 13 (4): 357-64. doi: 10.1089 / cyber.2009.0257 [PubMed]

33. Brailovskaia J, Bierhoff HW. Crosscultureel narcisme op Facebook: relatie tussen zelfpresentatie, sociale interactie en het open en verborgen narcisme op een sociale netwerksite in Duitsland en Rusland. Comput Human Behav. 2016; 55: 251-7. doi: 10.1016 / j.chb.2015.09.018

34. Brailovskaia J, Margraf J. Vergelijking van Facebook-gebruikers en niet-gebruikers van Facebook: relatie tussen persoonlijkheidskenmerken en psychische gezondheidsvariabelen - een verkennend onderzoek. PloS ONE. 2016; 11 (12): e0166999 doi: 10.1371 / journal.pone.0166999 [PMC gratis artikel] [PubMed]

35. Twenge JM, Campbell WK. De narcisme-epidemie: leven in het tijdperk van het recht. New York: gratis pers; 2009.

36. Bieda A, Hirschfeld G, Schönfeld P, Brailovskaia J, Zhang XC, Margraf J. Universal Happiness? Cross-culturele meting Invariantie van schalen Beoordeling van positieve geestelijke gezondheid. Psychol beoordelen. 2016; 29 (4): 408-21. doi: 10.1037 / pas0000353 [PubMed]

37. Schönfeld P, Brailovskaia J, Bieda A, Zhang XC, Margraf J. De effecten van dagelijkse stress op positieve en negatieve geestelijke gezondheid: bemiddeling door zelfeffectiviteit. Int J Clin Health Psychol. 2016; 16 (1): 1-10. doi: 10.1016 / j.ijchp.2015.08.005

38. Brailovskaia J, Schönfeld P, Kochetkov Y, Margraf J. Wat betekent migratie voor ons? VS en Rusland: relatie tussen migratie, veerkracht, sociale steun, geluk, tevredenheid van het leven, depressie, angst en stress. Curr Psychol. 2017: 1-11.

39. Brailovskaia J, Schönfeld P, Zhang XC, Bieda A, Kochetkov Y, Margraf J. Een cross-culturele studie in Duitsland, Rusland en China: zijn veerkrachtige en sociaal ondersteunde studenten beschermd tegen depressie, angst en stress? Psych Rep. 2017. doi: 10.1177/0033294117727745 [PubMed]

40. Mayr S, Erdfelder E, Buchner A, Faul F. Een korte handleiding van GPower. Tutor Quant Methods Psychol. 2007; 3 (2): 51-9.

41. Diener E, Emmons RA, Larsen RJ, Griffin S. De tevredenheid over de levensomvang. J Pers beoordelen. 1985; 49 (1): 71-5. doi: 10.1207 / s15327752jpa4901_13 [PubMed]

42. Pavot W, Diener E. De tevredenheid over de levensstandaard en de opkomende constructie van levensvoldoening. J Posit Psychol. 2008; 3 (2): 137-52.

43. Glaesmer H, Grande G, Braehler E, Roth M. De Duitse versie van de tevredenheid met levensschaal (SWLS): psychometrische eigenschappen, geldigheid en op populatie gebaseerde normen. Eur J Psychol Assess. 2011; 27: 127-32.

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

45. Lovibond PF, Lovibond SH. De structuur van negatieve emotionele toestanden: vergelijking van de depressie angst scales (DASS) met de Beck Depressie en angstvoorraden. Gedrag Res. 1995; 33 (3): 335-43. [PubMed]

46. Antony MM, Bieling PJ, Cox BJ, Enns MW, Swinson RP. Psychometrische eigenschappen van de 42-item en 21-itemversies van de depressie angststressschalen in klinische groepen en een steekproef uit de gemeenschap. Psychol beoordelen. 1998; 10 (2): 176-81.

47. Norton PJ. Depressie Angst en stress schalen (DASS-21): psychometrische analyse over vier raciale groepen. Angststress Coping. 2007; 20 (3): 253-65. doi: 10.1080/10615800701309279 [PubMed]

48. Pontes HM, Andreassen CS, Griffiths MD. Portugese Validatie van de Bergen Facebook Verslaving Schaal: een empirisch onderzoek. Int J Ment Health Addict. 2016; 14 (6): 1062-73.

49. Gentile B, Miller JD, Hoffman BJ, Reidy DE, Zeichner A, Campbell WK. Een test van twee korte metingen van grandioos narcisme: de narcistische persoonlijkheidsinventaris 13 en de narcistische persoonlijkheidsinventaris 16. Psychol beoordelen. 2013; 25 (4): 1120-36. doi: 10.1037 / a0033192 [PubMed]

50. Raskin R, Terry H. Een principale componentenanalyse van de Narcistische Persoonlijkheidsinventaris en verder bewijs van de constructvaliditeit. J Pers Soc Psychol. 1988; 54 (5): 890-902. [PubMed]

51. Brailovskaia J, Bierhoff HW, Margraf J. Hoe narcisme te identificeren met 13 items? Validatie van de Duitse Narcistische Personality Inventory-13 (G-NPI-13). Beoordelen. 2017. doi: 10.1177/1073191117740625 [PubMed]

52. Ackerman RA, Witt EA, Donnellan MB, Trzesniewski KH, Robins RW, Kashy DA. Wat meet de Narcistische Persoonlijkheidsinventaris werkelijk? Beoordelen. 2011; 18: 67-87. [PubMed]

53. Janssen M, Pickard AS, Golicki D, Gudex C, Niewada M, Scalone L, et al. Meetteigenschappen van de EQ-5D-5L vergeleken met de EQ-5D-3L in acht patiëntengroepen: een meerlandenonderzoek. Qual Life Res. 2013; 22 (7): 1717-27. doi: 10.1007/s11136-012-0322-4 [PMC gratis artikel] [PubMed]

54. De Euroqol Group. EQ-5D-3L Handleiding voor de gebruiker. Versie 5.1 2013. http://www.euroqol.org/about-eq-5d/publications/user-guide.html.

55. Greiner W, Weijnen T, Nieuwenhuizen M, Oppe S, Badia X, Busschbach J, et al. Een enkele Europese valuta voor gezondheidstoestanden in EQ-5D. Eur J Gezondheidseconomie: HEPAC. 2003; 4 (3): 222-31. [PubMed]

56. Wen Z, Fan X. Monotoniciteit van effectgroottes: Kappa-kwadraat bevragen als maatmaat bemiddelingseffect. Psychol-methoden. 2015; 20 (2): 193-203. doi: 10.1037 / met0000029 [PubMed]

57. Cohen J. Statistische energieanalyse voor de gedragswetenschappen. 2nd ed Hillsdale, NJ: Lawrence Erlsbaum; 1988.

58. Hong FY, Huang DH, Lin HY, Chiu SL. Analyse van de psychologische eigenschappen, Facebook-gebruik en Facebook-verslavingsmodel van Taiwanese universiteitsstudenten. Telemat Inform. 2014; 31 (4): 597-606.

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

60. Romano M, Roaro A, Re F, Osborne LA, Truzoli R, Reed P. Problematische huidig gedrag van internetgebruikers en angst nemen toe na blootstelling aan internet. Addict Behav. 2017; 75: 70-4. doi: 10.1016 / j.addbeh.2017.07.003 [PubMed]

61. Przybylski AK, Murayama K, DeHaan CR, Gladwell V. Motiverende, emotionele en gedragsmatige correlaten van angst om te missen. Comput Human Behav. 2013; 29 (4): 1841-8.

62. Beyens I, Frison E, Eggermont S. "Ik wil niets missen": de angst van adolescenten om te missen en de relatie met de sociale behoeften van adolescenten, Facebook-gebruik en Facebook-gerelateerde stress. Comput Human Behav. 2016; 64: 1-8.

63. Suldo SM, Shaffer EJ. Verder kijken dan psychopathologie: het dual-factor model van geestelijke gezondheid in de jeugd. School Psych Rev. 2008; 37 (1): 52-68.

64. Keyes CL. Geestelijke ziekte en / of geestelijke gezondheid? Onderzoek naar axioma's van het complete gezondheidsmodel. J Consult Clin Psychol. 2005; 73 (3): 539-48. doi: 10.1037 / 0022-006X.73.3.539 [PubMed]

65. Manago AM, Taylor T, PM van Greenfield. Ik en mijn 400-vrienden: de anatomie van de Facebook-netwerken van universiteitsstudenten, hun communicatiepatronen en welzijn. Dev Psychol. 2012; 48 (2): 369-80. doi: 10.1037 / a0026338 [PubMed]

66. Buffardi LE, Campbell WK. Narcissism and social networking Websites. Pers Soc Psychol Bull. 2008; 34 (10): 1303-14. doi: 10.1177/0146167208320061 [PubMed]

67. Twenge JM, Foster JD. De omvang van de narcisme-epidemie in kaart brengen: Verhogingen van narcisme 2002-2007 binnen etnische groepen. J Res Pers. 2008; 42 (6): 1619-22. doi: 10.1016 / j.jrp.2008.06.014

68. Musch J, Brockhaus R, Bröder A. Een inventaris voor de beoordeling van twee factoren van sociale wenselijkheid. Diagnostica. 2002; 48: 121-9.

69. Campbell WK, Rudich EA, Sedikides C. Narcisme, zelfrespect en de positiviteit van zelfbeeld: twee portretten van eigenliefde. Pers Soc Psychol Bull. 2002; 28 (3): 358-68.

70. Watson D, Clark LA, Tellegen A. Ontwikkeling en validatie van korte metingen van positief en negatief affect: de PANAS-schalen. J Pers Soc Psychol. 1988; 54 (6): 1063-70. [PubMed]

71. Verduyn P, Lee DS, Park J, Shablack H, Orvell A, Bayer J, et al. Passief Facebookgebruik ondermijnt affectief welzijn: experimenteel en longitudinaal bewijs. J Exp Psychol Gen. 2015; 144 (2): 480-8. doi: 10.1037 / xge0000057 [PubMed]

72. Tromholt M. Het Facebook-experiment: stoppen met Facebook leidt tot hogere niveaus van welzijn. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2016; 19 (11): 661-6. doi: 10.1089 / cyber.2016.0259 [PubMed]