Internetcommunicatiestoornis: het is een kwestie van sociale aspecten, coping en verwachtingen voor internetgebruik (2016)

. 2016; 7: 1747.

Online gepubliceerd 2016 Nov 10. doi:  10.3389 / fpsyg.2016.01747

PMCID: PMC5102883

Abstract

Onlinecommunicatietoepassingen zoals Facebook, WhatsApp en Twitter zijn enkele van de meest gebruikte internettoepassingen. Er is een groeiend aantal individuen die minder controle hebben over hun gebruik van online communicatietoepassingen wat leidt tot verschillende negatieve gevolgen in het offlineleven. Dit zou kunnen worden aangeduid als Internet-communicatie stoornis (ICD). De huidige studie onderzoekt de rol van individuele kenmerken (bijv. Psychopathologische symptomen, gevoelens van eenzaamheid) en specifieke cognities. In een steekproef van 485-deelnemers werd een structureel vergelijkingsmodel getest om voorspellers en bemiddelaars te onderzoeken die een overmatig gebruik kunnen voorspellen. De resultaten benadrukken dat een hoger niveau van sociale eenzaamheid en minder ervaren sociale steun het risico op pathologisch gebruik vergroten. De effecten van psychopathologische symptomen (depressie en sociale fobie) en individuele kenmerken (zelfrespect, zelfeffectiviteit en stressgevoeligheid) op ICD-symptomen worden gemedieerd door verwachtingen van internetgebruik en disfunctionele coping-mechanismen. De resultaten illustreren bemiddelingseffecten die in overeenstemming zijn met het theoretische model van Brand et al. (). Zoals voorgesteld in het model lijken sociale aspecten de belangrijkste voorspellers van ICD-symptomen te zijn. Verder onderzoek zou convergente en divergerende factoren van andere soorten specifieke internetgebruiksaandoeningen moeten onderzoeken.

sleutelwoorden: Internetverslaving, sociale netwerksites, internetverwachtingen, psychopathologie, persoonlijkheid, coping, online communicatie

Introductie

In het dagelijks leven is internet een geschikte tool om informatie te zoeken, online te winkelen en bovendien om te communiceren met individuen over de hele wereld. De gemakkelijke toegang en het toenemende gebruik van smartphones verhogen de populariteit van sociale netwerksites (SNS), zoals Facebook, en andere communicatietoepassingen, zoals Instagram, Twitter en WhatsApp (Wu et al., ). Al deze toepassingen maken interactie met andere mensen mogelijk, effectief interactie is een belangrijk kenmerk van deze tools als onderdeel van sociale media. De definitie van sociale media is echter uitgebreider: "Op internet gebaseerde kanalen waarmee gebruikers op opportunistische wijze interactief en selectief zichzelf kunnen presenteren, hetzij in realtime of asynchroon, met zowel een breed als een beperkt publiek dat waarde haalt uit door gebruikers gegenereerde inhoud en de perceptie van interactie met anderen"(Carr en Hayes, , p. 50). Deze definitie bevat belangrijke elementen zoals door de gebruiker gegenereerde waarde of masspersoonlijke communicatie, die ook deel uitmaken van professionele netwerksites, chatboards of discussiefora (Carr en Hayes, ). Voor deze studie hebben we internetcommunicatie gedefinieerd als het gebruik van sociale netwerksites (bijv. Facebook, Twitter, Instagram), microblogs en blogs, evenals online boodschappers (bijv. WhatsApp). Het gebruik van deze sites omvat activiteiten die de uitwisseling met andere gebruikers mogelijk maken, zoals het plaatsen van inhoud of het lezen van berichten. De definitie omvat geen verdere kenmerken van sociale netwerksites zoals games of het zoeken naar informatie.

Enkele van de belangrijkste redenen waarom deze hulpmiddelen dergelijke populariteit hebben bereikt, naast de mogelijkheid om in contact te blijven met vrienden, zijn afdrukbeheer en om zichzelf te vermaken (Krämer en Winter, ; Neubaum en Krämer, ). Kuss en Griffiths () ontdekten sociale factoren zoals groepsidentificatie en het gevoel van eigenwaarde van het collectief als een belangrijke voorspeller voor deelname aan SNS. SNS zijn webgebaseerde gemeenschappen waarin geïndividualiseerde profielen kunnen worden gemaakt om persoonlijke informatie te delen en om in contact te komen met andere gebruikers. Online communicatietoepassingen richten zich voornamelijk op communicatie tussen verschillende personen. In tegenstelling tot SNS zijn sociale games en informatie zoeken geen hoofdkenmerken van communicatietoepassingen. (Amichai-Hamburger en Vinitzky, ; Kuss en Griffiths, ; Floros en Siomos, ; Guedes et al., ). Er zijn echter steeds meer mensen die negatieve gevolgen ondervinden van overmatig gebruik van internet of verschillende online applicaties, zoals online communicatie. Dit overmatig gebruik wordt aangeduid als internetverslaving of specifieke internetgebruiksaandoening. Mogelijke negatieve gevolgen kunnen een verminderde prestatie zijn op het werk, op school of op school, conflicten met familie en vrienden of negatieve emoties (Brand et al., ). De prevalentie van internetverslaving is naar verluidt 1% in Duitsland (Rumpf et al., ).

Specifieke internetgebruiksstoornis beschrijft het verslavende gebruik van een bepaalde toepassing, bijvoorbeeld internetpornografie, internetgamen of internetcommunicatie (zie voor een overzicht Young, ; Young et al., ; Griffiths, ; Davis, ; Kuss en Griffiths, ; Brand et al., ). Het verslavende gebruik van internetcommunicatie wordt vaak aangeduid als SNS-verslaving, pathologisch SNS-gebruik, evenals Facebook-verslaving of smartphone-verslaving (Griffiths et al., ; Ryan et al., ; Choi et al., ; Wegmann et al., ). Al deze voorwaarden zijn van toepassing op overmatig gebruik van online communicatie, sociale netwerken of andere internetcommunicatiediensten, niet van de verdere specifieke kenmerken zoals games op sociale netwerksites (Kuss en Griffiths, ; Casale et al., ). Over het algemeen zijn de belangrijkste aspecten van deze technologieën de communicatie en de interactie met anderen, onafhankelijk van specifieke kenmerken. Sommige mensen hebben negatieve gevolgen, zoals gevoelens van eenzaamheid, verminderde sociale activiteiten, psychische gezondheid, welzijn of interpersoonlijke relaties, problemen met emotieregulatie en beperkte toegang tot copingstrategieën, vanwege het gebruik van dit soort online applicaties. (Andreassen en Pallesen, ; Hormes et al., ). Hieronder wordt de term internetcommunicatie-stoornis (ICD) toegepast die consistent is met de DSM-5-terminologie van internetgaming-stoornis (American Psychiatric Association, ) en verder aanbevolen door Brand et al. (). Gebaseerd op de symptomen van gedragsverslavingen in het algemeen en op de classificatie van internetgaming-stoornis in sectie III van de DSM-5 in specifieke symptomen van ICD zijn opvallendheid, stemmingsverandering, tolerantie, ontwenningsverschijnselen, verlies van controle, preoccupatie en negatieve gevolgen voor werk, school, academische prestaties of sociale relaties (Griffiths et al., ).

Brand et al. () suggereren een theoretisch procesmodel genaamd I-PACE-model (I-PACE staat voor Interaction of Person-Affect-Cognition-Execution) dat potentiële processen en mechanismen behandelt die ten grondslag liggen aan de ontwikkeling en instandhouding van een specifieke internetgebruiksstoornis zoals de ICD. Dit model richt zich op de interactie tussen de kernkenmerken van de persoon, affectieve en cognitieve reacties, en de beslissing om een ​​bepaalde applicatie te gebruiken. Deze mechanismen zouden kunnen leiden tot een bevredigend en compenserend effect, mogelijk resulterend in een specifieke stoornis in het internetgebruik. Het theoretisch kader maakt onderscheid tussen predisponerende factoren en zowel modererende als mediërende variabelen. De auteurs stellen dat individuen bepaalde kenmerken hebben, zoals persoonlijkheid, sociale cognities, specifieke motieven voor het gebruik van een applicatie, psychopathologie en biopsychologische constitutie. Deze kenmerken zijn van invloed op affectieve en cognitieve reacties, zoals coping-stijl en internetgerelateerde cognitieve vooroordelen, bijvoorbeeld de verwachtingen voor internetgebruik. Deze variabelen worden gedefinieerd als modererende / bemiddelende variabelen in het I-PACE-model. Verwachtingen voor internetgebruik worden gedefinieerd als de verwachtingen die de gebruiker heeft ten aanzien van het gebruik van internet of specifieke toepassingen. Gebruikers kunnen bijvoorbeeld verwachten dat het gebruik van internet helpt om echte problemen te verlichten, eenzaamheid te vermijden of plezier te beleven en positieve emoties op te doen wanneer ze online zijn (Brand et al., ). Deze verwachtingen kunnen iemands gedrag beïnvloeden en de beslissing om een ​​bepaalde applicatie wel of niet te gebruiken. In het I-PACE-model hebben Brand et al. () veronderstellen dat vooral het effect van iemands kenmerken op de ontwikkeling en instandhouding van een internetgebruiksstoornis wordt gemedieerd door copingstijl en internetgerelateerde cognitieve vooroordelen. De specifieke drijfveren en aanlegfactoren worden versterkt door de ervaren bevrediging en het ontsnappen aan negatieve gevoelens. Hierdoor kan het overmatig gebruik van de voorkeurstoepassing worden verhoogd, wat resulteert in een verminderde controle en een verminderde stabilisatie van de kernkenmerken van de persoon (Brand et al., ). Sommige delen van het theoretische procesmodel en de vorige versie (Brand et al., ) zijn al empirisch getest met betrekking tot cyberseksverslaving door Laier en Brand (), verslavend gebruik van SNS door Wegmann et al. () en gegeneraliseerde internetverslaving door Brand et al. () met behulp van een structurele vergelijking modelleringsaanpak. De resultaten voor gegeneraliseerde internetverslaving lieten zien dat coping-stijl en verwachtingen ten aanzien van internetgebruik de effecten van persoonlijkheids- en psychopathologische aspecten op een gegeneraliseerde internetverslaving volledig bemiddelen (Brand et al., ).

Verdere bemiddelingseffecten tussen iemands kernkenmerken en copingstijlen, evenals internetgerelateerde cognitieve biases, die worden verondersteld in het I-PACE-model, moeten worden onderzocht voor de verschillende stoornissen in het internetgebruik. De huidige studie testte potentiële voorspellers en bemiddelaars voor internetcommunicatiestoornissen. Gezien de identificatie van convergente en divergerende mechanismen van verschillende soorten specifieke internetgebruiksstoornissen, omvatte het empirische model dezelfde operationalisering als Brand et al. () werd toegepast om directe en indirecte bemiddelingseffecten op een theoretisch niveau te vergelijken.

In het volgende zal de rol van bepaalde potentiële voorspellers en bemiddelaars voor het onderhoud en de ontwikkeling van een ICD worden besproken. Alle voorspellers die we behandelen zijn onderzocht in een eerdere studie over gegeneraliseerde internetverslaving (Brand et al., ). We vermelden ook verdere studies, die bivariate of directe effecten tussen de hypothetische voorspellers en ICD-symptomen blootleggen.

Eerdere studies toonden bijvoorbeeld de relatie tussen ICD-symptomen en depressie en sociale angst aan (De Cock et al., ; Panek et al., ; Hong et al., ; Bodroza en Jovanovic, ; Laconi et al., ; Moreau et al., ; Guedes et al., ). Verlegenheid en een laag zelfbeeld zijn ook in verband gebracht met ICD-symptomen in het algemeen of Facebook-verslaving in het bijzonder (Chak en Leung, ; Steinfield et al., ; Omar en Subramanian, ; Panek et al., ; Bhagat, ; Laconi et al., ; Guedes et al., ). Aan de andere kant, Jelenchick et al. () vonden geen direct effect tussen SNS-gebruik en symptomen van depressie.

Verdere studies hebben de centrale rol van eenzaamheid bij internetverslaving en ICD onderzocht. Hardie en Tee () toonde aan dat problematisch internetgebruik geassocieerd is met hoge eenzaamheid, sociale angst en minder ervaren sociale steun (Hardie en Tee, ). Kim et al. () betoogde dat eenzame mensen tekorten in het echte leven compenseren wanneer ze online zijn. Dit komt overeen met studies waarin een verband tussen eenzaamheid en ICD werd gevonden (Baker en Oswald, ; De Cock et al., ; Omar en Subramanian, ; Song et al., ). Baker en Oswald () legde uit dat de omgeving van online communicatietoepassingen een veilige omgeving lijkt voor verlegen mensen die vervolgens in staat zijn om te communiceren met andere individuen. Dit kan met name relevant zijn als minder sociale steun en een hoge eenzaamheid wordt waargenomen. Het lijkt erop dat het gebruik van sociale netwerksites de eenzaamheid zou kunnen verminderen, wat leidt tot een toenemend gebruik van internet om de behoefte aan sociale interacties te bevredigen (Song et al., ). De resultaten benadrukken dat eerder sociale eenzaamheid dan emotionele eenzaamheid het gebruik van online communicatie bevordert (Ryan en Xenos, ; Jin, ). Over het algemeen onderzoeken al deze onderzoeken het directe effect tussen de kenmerken van de persoon en het pathologische gebruik van verschillende communicatietoepassingen. Potentiële bemiddelingseffecten door coping-stijl of internetgerelateerde cognitieve bias, die in de theoretische benadering van Brand et al. Worden gepostuleerd. (), zijn tot nu toe niet onderzocht. Merely Wegmann et al. () toonde aan dat het effect van psychopathologische symptomen, zoals depressie en sociale angst, op het verslavende gebruik van SNS werd gemedieerd door de verwachtingen van internetgebruik. Dit komt overeen met Hormes et al. () die theoretisch beweren dat maladaptieve SNS wordt gebruikt door verschillende versterkingsmechanismen (zie ook Kuss en Griffiths, ).

Voor zover we kunnen nagaan zijn er slechts een paar onderzoeken die de rol van self-efficacy en het gebruik van SNS hebben onderzocht. In hun onderzoek Wang J.-L. et al. () toonde aan dat de zelfeffectiviteit van internet een significante voorspeller was van het gebruik van SNS wat betreft de motivatie voor gebruik als sociale en recreatieve functies. Dit is consistent met Gangadharbatla () die aangeeft dat de zelfeffectiviteit van internet een positief effect heeft op de houding ten opzichte van sociale netwerksites. De relatie tussen algemene self-efficacy en ICD is tot nu toe niet onderzocht.

Samenvattend zijn er veel studies over de relatie tussen psychopathologische symptomen, zelfrespect of eenzaamheid en een pathologisch gebruik van internetcommunicatie. Eerder onderzoek naar stress-kwetsbaarheid of self-efficacy als voorspellers van een ICD is bijvoorbeeld niet gevonden. Niettemin werden in de huidige studie dezelfde voorspellers gebruikt die ook stress-kwetsbaarheid en self-efficacy in het structurele vergelijkingsmodel bevatten om zo dicht mogelijk bij het originele model van Brand et al. (). Met deze procedure kunnen de directe en indirecte effecten van een ICD worden vergeleken met de effecten die al worden aangetroffen in een algemene internetverslaving.

Op een theoretisch niveau kan worden verondersteld dat personen die lijden aan depressiviteit en interpersoonlijke gevoeligheid, de verwachting hebben dat zij zich beter voelen of dat ze ontsnappen aan echte problemen. Deze personen kunnen ook omgaan met problemen door ontkenning of middelengebruik. Het maakt deel uit van een disfunctionele coping-strategie. We veronderstellen vergelijkbare effecten voor mensen met een laag zelfbeeld, een lage zelfeffectiviteit en een hoge stressgevoeligheid, evenals individuen die zich eenzaam voelen en minder sociale steun ervaren. Deze sociale en persoonlijkheidsaspecten kunnen leiden tot hoge verwachtingen dat internet een nuttig hulpmiddel is om te ontsnappen aan negatieve gevoelens of plezier en plezier te ervaren wanneer je online bent. Er kan ook worden verondersteld dat deze kenmerken ook leiden tot disfunctionele copingstrategieën. Individuen ontkennen hun lage zelfrespect of negeren gevoelens van minder ervaren ondersteuning in plaats van aanpakken. Al deze strategieën om problematische predisposities te behandelen kunnen resulteren in specifieke cognities die conflict of negatieve emoties negeren. Vervolgens gingen we ervan uit dat individuen met de verwachtingen en het idee om online problemen op te lossen kunnen leiden tot een ongecontroleerd gebruik van online communicatietoepassingen.

Deze overwegingen zijn gebaseerd op het theoretische model van Brand et al. () die deze voorspellers (psychopathologische symptomen, persoonlijkheidsaspecten) noemt, wordt gemedieerd door disfunctionele copingstijl en internetgerelateerde cognities zoals verwachtingen van internetgebruik. Gegeven de literatuur over het belang van sociale cognities voor SNS-gebruik zoals gepostuleerd door Brand et al. (), stellen we dat het effect van sociale cognities op ICD-symptomen slechts gedeeltelijk wordt gemedieerd door coping-stijl en verwachtingspatronen. Het geoperationaliseerde model wordt getoond in de figuur Figure11.

Figuur 1  

Het geoperationaliseerde model voor het analyseren van de belangrijkste veronderstellingen inclusief de latente variabelen van ICD.

Methode

Deelnemers

Vierhonderdvijfentachtig deelnemers tussen 14 en 55 jaar (M = 23.95, SD = 4.96 jaar) namen deel aan het onderzoek. Driehonderd achtenvijftig waren vrouwtjes, 125 waren mannen en twee gaven geen informatie over geslacht. Met betrekking tot andere relevante sociodemografische informatie meldden 252-deelnemers dat ze een relatie hadden of getrouwd waren, 366 studenten waren, 115 een vaste baan had. Alle deelnemers hebben eerder deelgenomen aan de studie van Brand et al. (), waarin een steekproef van 1019-deelnemers werd gebruikt om het structuurvergelijkingsmodel op algemene internetverslaving te testen. De huidige steekproef is geselecteerd op basis van het eerste internetgebruik door de deelnemers. We hebben de deelnemers gevraagd om de specifieke online applicatie die ze persoonlijk gebruiken te selecteren en die ze het aantrekkelijkst vinden. Nadat de beslissing was genomen, hebben de deelnemers de enige versie van de korte Internetverslavingstest afgenomen die specifiek was voor hun eerste keuze. We namen alleen deelnemers op die internet voornamelijk gebruikten voor online communicatie. De analyses met behulp van internetcommunicatie-stoornis als afhankelijke variabele maakten geen deel uit van het eerdere onderzoek van Brand et al. (). De deelnemers spenderen gemiddeld 562.10 min (SD = 709.03) per week met behulp van online communicatietoepassingen. De steekproef werd gerekruteerd aan de Universiteit van Duisburg-Essen via mailinglijsten, flyers en mond-tot-mondaanbevelingen. De beoordeling werd uitgevoerd door een online-enquête en de deelnemers konden deelnemen aan een loterij waarbij ze de kans kregen een iPad-, iPad mini-, iPod nano-, iPod shuffle- of Amazon-cadeaubon te winnen. De plaatselijke ethische commissie keurde de studie goed.

Instrumenten

Gewijzigde versie van de korte internetverslavingstest (s-IAT-com)

Symptomen van het pathologische gebruik van online communicatietoepassingen zoals SNS of blogs werden beoordeeld met een aangepaste versie van de korte internetverslavingstest, gespecificeerd voor online communicatie (s-IAT-com; Wegmann et al., ). Om subjectieve klachten in het dagelijks leven te beoordelen vanwege online communicatietoepassingen, werd de term 'internet' in de oorspronkelijke versie vervangen door 'online communicatiesites' in alle items. De instructie bevatte een definitie van online communicatie, waarin werd uitgelegd dat de term online communicatiesites SNS, blogs en microblogs, e-mail en berichtenuitwisseling omvat. In de s-IAT-com moeten deelnemers 12-items beantwoorden (bijvoorbeeld: "Hoe vaak vindt u dat u langer op internetcommunicatiesites blijft dan u van plan was?? ") Op een vijfpunts-Likert-schaal variërend van 1 (= nooit) tot 5 (= zeer vaak). Gebaseerd op het onderzoek van Pawlikowski et al. () de somscore varieert van 12 tot 60. Binnen dit bereik duidt een score> 30 op problematisch gebruik en een score> 37 op pathologisch gebruik van online communicatietoepassingen. De s-IAT-com bestaat uit twee factoren: controleverlies (zes items) en hunkering / sociale problemen (zes items). De schaal heeft een hoge interne consistentie (Cronbach's α). Voor de hele schaal was α 0.861 (verlies van controle / timemanagement α = 0.842, verlangen / sociale problemen α = 0.774). De schaal werd gebruikt om de latente dimensie van internetcommunicatiestoornis weer te geven.

Ver wachtingen voor gebruik op internet

De verwachtingen voor internetgebruik Schaal (IUES; Brand et al., ) werd gebruikt om de kernmotivaties van deelnemers voor het gebruik van internet of online te beoordelen. De vragenlijst beoordeelt een algemene verwachting ten aanzien van internetgebruik als een nuttig hulpmiddel om plezier te ervaren of om te ontsnappen aan de realiteit. Wegmann et al. () benadrukte deze schaal al als een potentiële factor van een verslavend gebruik van sociale netwerksites. De vragenlijst bestaat uit twee subschalen: positieve versterking (vier items, bijvoorbeeld: "Ik gebruik internet, omdat het het mogelijk maakt / vergemakkelijkt om plezier te ervaren ") en vermijdingsverwachtingen (vier items, bijvoorbeeld: "Ik gebruik internet, omdat het het mogelijk maakt / vergemakkelijkt om af te leiden van problemen "). Antwoorden moeten worden gegeven op een Likert-schaal van zes punten, variërend van 1 (= helemaal mee oneens) tot 6 (= helemaal mee eens). In de huidige steekproef was de interne consistentie van positieve versterking α = 0.775, van vermijdingsverwachtingen α = 0.745. Beide manifestvariabelen representeerden de latente dimensie van internetverwachtingen. Voor een meer gedetailleerde beschrijving, zie Brand et al. ().

Kort COPE

De korte COPE (Carver, ) werd gebruikt om coping-stijl in verschillende subdomeinen te beoordelen. Voor de huidige studie hebben we drie subschalen van de Duitse versie gebruikt (Knoll et al., ): ontkenning (bijvoorbeeld: "Ik heb tegen mezelf gezegd 'dit is niet echt'. "), middelengebruik (bijvoorbeeld: "Ik heb alcohol of andere drugs gebruikt om mezelf beter te laten voelen ") en gedragsontkoppeling (bijvoorbeeld: "Ik heb geprobeerd ermee om te gaan ”). Elke subschaal bestaat uit twee items, die moeten worden beantwoord op een vierpunts-Likert-schaal van 1 (= ik heb dit helemaal niet gedaan) tot 4 (= ik doe dit veel). Interne consistentie was voor de subschaal ontkenning α = 0.495, subschaal middelengebruik α = 0.883 en subschaal gedragsuitschakeling α = 0.548, wat grotendeels vergelijkbaar is met Carver (). Wij zijn van mening dat de betrouwbaarheid aanvaardbaar was, aangezien de subschalen slechts uit twee items bestaan ​​en dat er verschillende validatiestudies zijn, inclusief hertestbetrouwbaarheid (Brand et al., ). De drie genoemde subschalen werden gebruikt om de coping van de latente dimensie weer te geven.

Korte inventaris van de symptomen

De Brief Symptom Inventory werd gebruikt om de psychologische status van de deelnemers te beoordelen door middel van zelfrapportage (BSI; Derogatis, ). We gebruikten de twee subschalen depressie (zes items, bijvoorbeeld: "In de afgelopen 7-dagen, hoeveel heb je last van geen interesse in dingen te hebben. ') en interpersoonlijke gevoeligheid (vier items, bijvoorbeeld: "In de afgelopen 7-dagen, hoeveel heb je last van je minderwaardig te voelen dan anderen. ') van de Duitse versie (Franke, ). De antwoorden moeten worden gegeven op een vijfpunts-Likert-schaal variërend van 0 (= helemaal niet) tot 4 (= extreem). Interne consistentie in onze steekproef was α = 0.863 (subschaaldepressie) en α = 0.798 (subschaal interpersoonlijke gevoeligheid). De latente dimensie van psychopathologische symptomen werd vertegenwoordigd door beide subschalen.

Schaal voor zelfrespect

Om het gevoel van eigenwaarde te beoordelen, gebruikten we de gewijzigde schaal voor zelfachting van Collani en Herzberg () op basis van de originele schaal van Rosenberg (). Het bestaat uit tien items (bijvoorbeeld: "Ik neem een ​​positieve houding tegenover mezelf. "), Die moeten worden beantwoord op een Likert-schaal met vier punten, variërend van 0 (= sterk mee oneens) tot 3 (= zeer mee eens). Interne consistentie was α = 0.904.

Self-efficacy schaal

Een algemene self-efficacy werd beoordeeld door de Self-Efficacy Scale (Schwarzer and Jerusalem, ) bestaande uit tien items (bijvoorbeeld: "Ik kan meestal alles aan. "). Deelnemers reageren op een Likert-schaal met vier punten van 1 (= niet waar) tot 4 (= niet helemaal waar). Interne consistentie was α = 0.860.

Trier-inventaris voor chronische stress

We hebben de kwetsbaarheid van stress in de afgelopen 3 maanden gemeten met de Trier Inventory for Chronic Stress (TICS) van Schulz et al. (). Twaalf items (bijvoorbeeld: "Angst dat er iets onaangenaams zal gebeuren. ") moeten worden beoordeeld op een vijfpunts-Likert-schaal variërend van 0 (= nooit) tot 4 (= zeer vaak). Interne consistentie was α = 0.910.

De manifestvariabelen van de schaal Eigenwaarde, Self-Efficacy-Scale en Trier Inventory for Chronically Stress representeerden de aspecten van de persoonlijkheid van de latente dimensie.

Eenzaamheid schaal

We gebruikten de korte versie van de Eenzaamheidsschaal (De Jong Gierveld en Van Tilburg, ) om het gevoel van eenzaamheid te meten. Deze vragenlijst bevat twee subschalen: emotionele eenzaamheid (drie items, bijvoorbeeld: "Ik ervaar een algemeen gevoel van leegte. ") en sociale eenzaamheid/waargenomen sociale steun (drie items, bijvoorbeeld: "Ik mis het hebben van mensen in de buurt. '). In de huidige studie hebben we ons geconcentreerd sociale eenzaamheid/waargenomen sociale steun. In deze subschaal moeten de items worden beoordeeld op een vijfpunts Likert-schaal van 1 (= nee!) Tot 5 (= ja!). Interne consistentie voor emotionele eenzaamheid was α = 0.755 en voor sociale eenzaamheid/waargenomen sociale steun α = 0.865.

Social support vragenlijst

We maten waargenomen sociale ondersteuning met de vragenlijst voor sociale ondersteuning (F-SozU; Fydrich et al., ) bestaande uit 14-items (bijvoorbeeld: "Ik heb een goede vriend die altijd bereid is om me te helpen. "), die moeten worden beoordeeld op een vijfpunts Likert schaal van 1 (= niet waar) tot (5 = absoluut waar). Interne consistentie was α = 0.924.

De manifestvariabele voor sociale eenzaamheid van de Eenzaamheidsschaal en de gemiddelde score van de Social Support Questionnaire representeerden de latente dimensie sociale aspecten.

statistische analyse

De statistische analyses zijn uitgevoerd met SPSS 23.0 voor Windows (IBM SPSS Statistics, vrijgegeven 2014). Om bivariate relaties tussen twee variabelen te testen, hebben we Pearson-correlaties berekend. De analyse van de confirmatorische factoranalyse (CFA) en het model van het structurele vergelijkingsmodel (SEM) werden berekend met Mplus 6 (Muthén en Muthén, ). Er waren geen ontbrekende gegevens. We evalueerden de fit van het model met de standaardcriteria: gestandaardiseerd wortelgemiddeld kwadraatresidu (SRMR; waarden <0.08 duiden op een goede pasvorm met de gegevens), vergelijkende fitindices (CFI / TLI; waarden> 0.90 duiden op een acceptabele en> 0.95 op een goede met de gegevens), en gemiddelde kwadratische benaderingsfout (RMSEA; waarden <0.08 geven een goede en 0.08-0.10 een acceptabele modelpassing aan) (Hu en Bentler, , ). De χ2 test is gebruikt om te controleren of de gegevens afkomstig zijn van het gedefinieerde model. Om verschillende modellen te contrasteren, hebben we de Bayesian Information Criterion (BIC) overwogen, terwijl waarden lager dan tien punten een betere fit met de gegevens aangeven (Kass en Raftery, ). Alle relevante variabelen voor de bemiddeling moesten correleren met elkaar (Baron en Kenny, ).

Resultaten

Beschrijving en correlaties

De gemiddelde score van de steekproef in de s-IAT-com en de scores van de toegepaste vragenlijsten en de bivariate correlaties zijn te vinden in Tabel Table1.1. In vergelijking met de gerapporteerde cut-off scores van Pawlikowski et al. () 39 deelnemers (8.04%) gaven een problematisch maar niet pathologisch gebruik aan (cut-off scores> 30 maar ≤37) en 15 deelnemers (3.09%) een pathologisch gebruik (cut-off scores> 37) van online communicatieactiviteiten.

Tabel 1  

Beschrijvende statistiek en bivariate correlaties tussen de scores van de korte Internetverslavingstest en de toegepaste schalen.

Structureel vergelijkingsmodel

Het voorgestelde structurele vergelijkingsmodel voor latente variabele met ICD-symptomen (s-IAT-com) als afhankelijke variabele liet een goede fit zien met de gegevens. De RMSEA was 0.060 (p = 0.054), CFI was 0.957, TLI was 0.938, en de SRMR was 0.040, BIC was 15072.15. De χ2-Test was significant, χ2 was 174.17 (p <0.001) en χ2/ df was 2.76.

Al met al kan 50.8% van de variantie in de ICD-symptomen worden verklaard door het voorgestelde model (R2 = 0.508, p <0.001). Het structurele vergelijkingsmodel met de factorladingen en β-gewichten zijn weergegeven in figuur Figure22.

Figuur 2  

Resultaten van het structurele vergelijkingsmodel inclusief factorbelastingen op de beschreven latente variabelen en de bijbehorende β-gewichten, p-waarden en residuen.

De latente variabele sociale aspecten hadden een direct effect op de afhankelijke latente variabele ICD terwijl de andere latente variabelen geen direct effect vertoonden (alle β's <0.169, alle p's> 0.263). Echter, beide mediator variabelen internetgebruiksverwachtingen en coping waren significante voorspellers van ICD. Daarnaast waren persoonlijkheidsaspecten een significante voorspeller van het omgaan met een negatief β-gewicht. Het indirecte effect van persoonlijkheidsaspecten op coping naar ICD was significant (β = −0.166, SE = 0.077, p = 0.031). Het indirecte effect van psychopathologische symptomen op ICD-symptomen ten opzichte van internetverwachtingen was ook significant (β = 0.199, SE = 0.070, p = 0.005). Beide resultaten wezen op bemiddelingseffecten.

Aanvullende analyses

Om meer inzicht te krijgen in de onderliggende mechanismen van ICD zijn enkele aanvullende modellen of delen van het model getest.

Het eerste probleem dat we hadden was het effect van de sociale aspecten op ICD. Vergeleken met het empirische model van Brand et al. (), werden de sociale aspecten van de latente variabele geconceptualiseerd met de manifeste variabelen waargenomen sociale steun en de latente variabele sociale eenzaamheid van de Eenzaamheidsschaal van De Jong Gierveld en Van Tilburg () in plaats van de subschaal emotionele eenzaamheid in de huidige studie. Bij gebruik van dezelfde manifestvariabelen voor de latente variabele sociale aspecten, zoals gedaan in Brand et al. (), was er een acceptabele modelaanpassing (CFI = 0.955, TLI = 0.936, RMSEA 0.063, SRMR = 0.040, BIC = 15142.03). Het verschil tussen dit model en het hoofdmodel van de huidige studie is echter dat er geen rechtstreeks effect van sociale aspecten of bemiddeling effect van persoonlijkheidsaspecten en ICD door coping. Demografische variabelen werden ook beschouwd als potentiële variabelen die een effect kunnen hebben op het structuurvergelijkingsmodel. We berekenden eerst bivariate correlaties tussen de manifestvariabelen en de leeftijd en vonden alleen correlaties met een lage effectgrootte (Cohen, ) tussen leeftijd en gevoel van eigenwaarde, self-efficacy, stress-kwetsbaarheid, coping-variabelen en verwachtingen van internetgebruik (r's <| 0.212 |). Over het algemeen werd niet voldaan aan de vereisten om leeftijd in het voorgestelde model te integreren (Baron en Kenny, ). Om te controleren op gendervooroordelen werd een groepsvergelijking berekend met alle variabelen en er werden significante verschillen gevonden tussen mannelijke en vrouwelijke deelnemers met betrekking tot interpersoonlijke sensitiviteit, self-efficacy, stressgevoeligheid, omgaan met subschaalsubstantie gebruik en beide internetgebruiksverwachting factoren (t = | 0.06-4.32 |, p = 0.035– <0.001). Hierna werd een structureel vergelijkingsmodel met aanvullende differentiatie naar geslacht met behulp van een gemiddelde structuuranalyse geanalyseerd. Deze manier van werken wordt vaak gebruikt om de groepsgemiddelden (mannelijk versus vrouwelijk) te vergelijken met de voorgestelde constructen (Dimitrov, ). De fitindices waren acceptabel (CFI = 0.942, TLI = 0.926, RMSEA 0.066, SRMR = 0.070, BIC = 15179.13). Over het algemeen vonden we dezelfde relaties tussen coping, verwachtingen voor internetgebruik en ICD voor mannelijke en vrouwelijke deelnemers. Voor vrouwen was het directe effect van sociale aspecten op ICD niet significant (β = -0.148, p = 0.087) noch voor mannen (β = -0.067, p = 0.661), hoewel de effectgrootte beschrijvend hoger was. Het effect van psychopathologische symptomen op ICD gemedieerd door de verwachtingen van internetgebruik werd alleen gevonden voor vrouwen (β = 0.192, SE = 0.086, p = 0.025). Niettemin moeten vanwege de kleine steekproefomvang voor de structurele vergelijkingsmodellen de resultaten met de nodige voorzichtigheid worden besproken. De verschillende structurele vergelijkingsmodellen voor het vrouwelijke en mannelijke monster met de factorbelastingen en β-gewichten zijn weergegeven in figuur Figure33.

Figuur 3  

Resultaten van het structurele vergelijkingsmodel gescheiden voor het vrouwelijke en mannelijke monster inclusief factorbelastingen op de beschreven latente variabelen en de bijbehorende β-gewichten, p-waarden en residuen.

Discussie

Algemene bespreking van de resultaten

De huidige studie analyseerde mogelijke mechanismen zoals de kenmerken van de persoon, coping-stijl en internetgerelateerde cognitieve bias geassocieerd met ICD-symptomen. Het voorgestelde structurele vergelijkingsmodel was gebaseerd op het theoretische model van een specifieke internetgebruiksstoornis door Brand et al. () en een empirisch model over gegeneraliseerde internetverslaving door Brand et al. (). Over het algemeen leverde het model met ICD als afhankelijke variabele een goede match op met de gegevens. Het hypothetische model verklaarde 50.8% van de variantie van ICD-symptomen. De resultaten toonden aan dat de relatie tussen de kenmerken van een persoon en de ICD gedeeltelijk werd bepaald door coping-stijl en verwachtingen voor internetgebruik. Bovendien werd een direct effect van sociale aspecten zoals sociale eenzaamheid en ervaren sociale steun op ICD-symptomen gevonden.

Eerst berekenden we de bivariate correlatie tussen alle variabelen en de s-IAT-communicatiescore, die significant waren. Dit is in lijn met eerder onderzoek naar ICD. De bevindingen bevestigen ook de hypothese dat stress-kwetsbaarheid en self-efficacy correleren met ICD (voor de eerste keer).

Ten tweede werd het veronderstelde structurele vergelijkingsmodel geanalyseerd. Uit de studie bleek dat sociale aspecten een centrale rol spelen in ICD. Hoge sociale eenzaamheid en minder ervaren sociale steun voorspelden ICD-symptomen. Personen die zichzelf als sociaal eenzaam en minder sociaal gedragen ervaren, ondervinden meer negatieve gevolgen door hun online communicatiegedrag, wat in lijn is met eerder onderzoek (Baker en Oswald, ; De Cock et al., ; Omar en Subramanian, ; Song et al., ). De personen die online-communicatietoepassingen als hun belangrijkste online-activiteit hebben geselecteerd, lijken de sociale behoeften online meer tevreden te stellen dan in echte situaties (Song et al., ). Dit geeft aan dat online communicatietoepassingen een sociale functie vervullen en mogelijk ervaren reële tekorten compenseren, die een essentieel mechanisme lijken te zijn voor problematisch communicatiegedrag (Kim et al., ; Yadav et al., ; Huang et al., ). Interessant genoeg werd dit effect niet gemedieerd door coping-strategieën of verwachtingen met betrekking tot de behulpzaamheid van het internet voor het oplossen van problemen of het ontsnappen uit de realiteit. Vandaar dat de ervaren bevrediging of de compensatie van sociale tekorten, die leiden tot een overmatig gebruik van internet, een direct effect beschrijft zonder een impact van verdere cognitieve vooroordelen.

Het huidige onderzoek was gericht op het identificeren van bemiddelingseffecten en op het controleren van de resultaten met eerdere empirische bevindingen met betrekking tot de mechanismen van een gegeneraliseerde internetverslaving (Brand et al., ). Er was geen direct noch een gemedieerd effect van sociale aspecten op een algemene internetverslaving. Bijgevolg kan worden verondersteld dat het verslavende gebruik van Facebook, WhatsApp of Twitter wordt geassocieerd met sociale real-life tekorten, zoals waargenomen sociale eenzaamheid en minder ervaren sociale steun. Dit is niet het geval voor een algemeen overmatig gebruik van internet wanneer geen specifieke toepassing de voorkeur heeft. Daarom gaat de voorkeur van online communicatietoepassingen als een veilige, anonieme, gecontroleerde omgeving voor communicatie gepaard met minder integratie in sociale netwerken in de praktijk, wat zou moeten leiden tot een disfunctioneel gebruik.

De studie toonde ook aan dat disfunctionele coping-stijl en internetverwachtingen significante voorspellers zijn van ICD, wat consistent is met andere studies over voorspellers van internetverslaving (Tonioni et al., ; Turel en Serenko, ; Xu et al., ; Tang et al., ; Brand et al., ; Kardefelt-Winther, ; Lee et al., ). Personen met een hoge verwachting op het internet als nuttig hulpmiddel om af te leiden van vervelende taken of plezier te ervaren, alsmede met disfunctionele coping-strategieën zoals ontkenning of gedragsafhankelijkheid, lopen een hoger risico om een ​​ICD te ontwikkelen. De relevantie van psychopathologische symptomen zoals sociale angst en depressie voor een ICD wordt ondersteund door het voorgestelde model en is compatibel met ander onderzoek naar de relatie tussen psychopathologische aspecten en het gebruik van SNS (De Cock et al., ; Panek et al., ; Hong et al., ; Bhagat, ; Bodroza en Jovanovic, ; Laconi et al., ; Moreau et al., ; Guedes et al., ). Het effect van psychopathologische symptomen op ICD werd gemedieerd door de verwachtingen voor internetgebruik, wat consistent is met de studie van Wegmann et al. (). Personen met depressieve symptomen, sociale angst en de verwachting dat internet een nuttig hulpmiddel is om te ontsnappen aan negatieve gevoelens en aan bevredigende sociale behoeften, lopen een groter risico om een ​​problematisch gebruik van online communicatiediensten te ontwikkelen (Wegmann et al., ). Net als de psychopathologische symptomen, werd het effect van persoonlijkheidsaspecten zoals zelfachting, zelfeffectiviteit en stressgevoeligheid voor ICD gemedieerd door specifieke cognities, in dit geval een disfunctionele copingstijl. Een laag gevoel van eigenwaarde, zelfeffectiviteit en een grotere kwetsbaarheid van stress leidt tot ontkenning of problemen, het gebruik van middelen en gedragsontkoppeling. Deze individuen hebben geen verdere strategieën om te gaan met een laag zelfbeeld of gevoelens van eenzaamheid of depressie. Deze vereniging zou individuen kunnen beïnvloeden om online te gaan om te ontsnappen aan de problemen van het echte leven. Eerder onderzoek heeft al gewezen op de relatie tussen zelfwaardering en de voorkeur voor online communicatie (Chak en Leung, ; Steinfield et al., ; Panek et al., ; Bhagat, ; Laconi et al., ; Guedes et al., ). In overeenstemming met de theoretische benadering door Brand et al. (), wordt aangenomen dat personen met een hogere stresskwetsbaarheid en tekortkomingen met betrekking tot hun zelfvertrouwen in combinatie met disfunctionele / impulsieve coping-strategieën een grotere behoefte hebben aan stemmingsregulatie (Whang et al., ; Tonioni et al., ; Brand et al., ). De interactie tussen de kenmerken van deze persoon en de individuele manier om op moeilijke situaties te reageren, zou kunnen resulteren in het gebruik van de "eerste keuze" -applicatie, dwz communicatietoepassingen waarin individuen met anderen communiceren. Dit gedrag kan een zeer nuttige strategie zijn, aangezien individuen hun problemen online met anderen bespreken. Aan de andere kant kan dit gedrag problematisch zijn als andere probleemoplossende strategieën worden verwaarloosd en contact in het echte leven wordt genegeerd, wat kan leiden tot een hoger sociaal isolement. De resultaten geven aan dat real-life probleemoplossende strategieën ook online een belangrijke rol spelen. Het overbrengen van functionele coping-strategieën, zoals actieve coping, lijkt een essentieel preventief mechanisme te zijn om het risico te verminderen om het internet of de 'eerste keuze'-toepassing als een disfunctionele copingstrategie te gebruiken (Kardefelt-Winther, ).

Nadat we de resultaten gecontroleerd hadden na het zoeken naar gendervooroordelen, vonden we enkele verschillen in de resultaten voor mannen en vrouwen. De resultaten wezen alleen uit dat het gebruik van online communicatietoepassingen bij eenzaam gevoel of de perceptie van minder sociale steun meer onderscheidend was voor vrouwen. Sommige verschillen tussen mannelijke en vrouwelijke deelnemers voor verschillende internetgebruiksaandoeningen of SNS-gebruikspatronen werden eerder gemeld (Ko et al., ; Meerkerk et al., ; Kuss en Griffiths, ; Laconi et al., ). Ang () benadrukte bijvoorbeeld dat vrouwen met een sterkere internetgewoonte meer geneigd zijn om deel te nemen aan online communicatie dan mannelijke deelnemers. Mogelijke verschillen voor ICD moeten in verdere studies worden onderzocht.

Samenvattend zijn de bevindingen in overeenstemming met het theoretische model van internetgebruikstoornissen (Brand et al., ) wat aangeeft dat de relatie tussen de kenmerken van een persoon en de symptomen van een internetgebruiksstoornis wordt gemedieerd door specifieke cognities. Bovendien zijn de bemiddelingseffecten die in de loop van deze studie werden gevonden al verondersteld voor een gegeneraliseerde internetverslaving (Brand et al., ) en cyberseksverslaving (Laier en Brand, ). Niettemin verschilt de relevantie van individuele aspecten, zoals psychopathologische, persoonlijkheid en sociale aspecten. Hoewel persoonlijkheidsaspecten en psychopathologische symptomen werden gemedieerd door cognitieve dimensies die een algemene internetverslaving en ICD beoordeelden, speelden sociale cognities geen rol bij de ontwikkeling en instandhouding van gegeneraliseerd overmatig gebruik van internet. In de huidige studie hadden sociale aspecten een direct effect op symptomen van ICD.

Bijgevolg wordt in de huidige studie de nadruk gelegd op convergente en uiteenlopende mechanismen van verschillende vormen van internetgebruiksstoornissen, zoals aangetoond door Montag et al. (), Laconi et al. (), Pawlikowski et al. () en Wang CW et al. (). Hoewel er een overlapping lijkt te zijn tussen mogelijke mechanismen van een algemeen overmatig gebruik van internet en online communicatiegedrag, is er bewijs gevonden dat onderscheid kan maken tussen specifieke internetgebruiksaandoeningen. Daarom kan worden geconcludeerd dat veralgemeende internetverslaving en ICD gemeenschappelijke mechanismen delen maar niet synoniem zijn (Hormes et al., ). Sommige onderzoeken tonen groeiend bewijs dat overeenkomsten suggereert tussen overmatig gebruik van internetcommunicatietoepassingen en verdere gedragsverslavingen. Deze studies illustreren de relevantie van versterkingsmechanismen en bewijzen voor verschillende diagnostische criteria, die de nadruk leggen op de eigen constructie van een ICD (Kuss en Griffiths, ; Andreassen en Pallesen, ; Hormes et al., ).

Een hoofdconclusie is dat het theoretische model van internetgebruikstoornis (Brand et al., ) kon worden overgedragen aan ICD, vergelijkbaar met de cyberseks-verslaving (Laier en Brand, ). De wijziging van dit theoretische model tot een specifieke internetgebruiksstoornis, die het gebruik van specifieke voorkeursapplicaties benadrukt, zou het begrip van individuele mechanismen kunnen vergemakkelijken. Het aangepaste model voor een ICD zou zich moeten richten op de rol van sociale aspecten en de veronderstelling dat personen met vermeende sociale tekorten online communicatietoepassingen gebruiken om deze tekorten direct te compenseren. Dit in tegenstelling tot de kenmerken van andere personen, die worden gemedieerd door specifieke cognities. Bovendien moet het empirische model van de huidige studie worden gecontroleerd voor andere vormen, zoals internetgaming-stoornis, internetpornografie-gebruiksstoornis of pathologisch online koopgedrag. Voor internetgaming-stoornissen kunnen individuen de functie ook gebruiken om online te communiceren en tijdens het gamen in contact te blijven met andere gamers. Daarom moet in dit geval ook de mogelijke rol van sociale aspecten worden besproken.

Beperkingen

Ten slotte zijn er enkele beperkingen die moeten worden genoemd. Ten eerste is het onderzoek gebaseerd op een online onderzoek in een niet-klinisch monster. Hoewel de gegevens zorgvuldig werden gecontroleerd en deelnemers werden verwijderd, die de vragenlijsten in buitensporig lange of korte tijd hebben beantwoord, konden we potentiële bias in de gegevens niet uitsluiten vanwege de relatie tussen de online omgeving van de enquête en de inhoud ervan. Ten tweede, de korte COPE door Carver () vertoonde een lage betrouwbaarheid, die nog steeds vergelijkbaar is met eerdere studies (Carver, ; Brand et al., ). Toekomstige onderzoeken zouden echter moeten overwegen om een ​​andere vragenlijst te gebruiken of de gegevens en de subschalen te controleren met betrekking tot hun betrouwbaarheid. We gebruikten deze subschalen echter om coping van modellen als latente dimensie te geven, wat betekent dat de effecten in het structurele vergelijkingsmodel geen meetfouten bevatten, hoewel de betrouwbaarheid van de enkele schalen voor het meten van coping niet optimaal was. Met betrekking tot de discussie over de gemeenschappelijke methode bias, een sterkte van de huidige studie is de heterogeniteit van de Likert-schalen. Podsakoff et al. () benadrukken dat het gebruik van standaardschaalformaten verwijst naar kunstmatige covariatie. Ze bevelen het gebruik aan van verschillende schalen en constructies om varianties te verbeteren en de algemene bias van de methode te verminderen. Ten derde werd in de huidige studie de term "toepassing voor internetcommunicatie" of "toepassingen voor online communicatie" gebruikt. Aangezien deze term een ​​breed scala aan verschillende technologieën omvat, kan het effect van de verschillende technologieën worden aangepakt in verder onderzoek. Om dit probleem te beperken, hebben alle deelnemers aan de studie echter een duidelijke definitie gekregen van de term 'toepassingen voor internetcommunicatie'. Daarnaast kunnen variabelen zoals self-efficacy worden gespecificeerd voor de afhankelijke variabelen en de onderliggende mechanismen, voor bijvoorbeeld door gebruik te maken van internet self-efficacy of self-efficacy in de richting van deze verschillende online communicatietoepassingen.

Toekomstig onderzoek

Toekomstig onderzoek zou onderzoek moeten doen naar directe convergente en uiteenlopende mechanismen van verschillende soorten stoornissen van internetgebruik. In de huidige studie werd een structureel vergelijkingsmodel gebruikt en de resultaten werden vergeleken met andere empirische bevindingen in de literatuur. Een directe empirische vergelijking moet echter onze kennis vergroten over de verschillende bijdragen van sociale aspecten in de ontwikkeling en het onderhoud van verschillende soorten stoornissen van internetgebruik.

Bijdragen van de auteur

EW: schreef de eerste versie van de paper, begeleidde de voorbereiding van het manuscript en droeg intellectueel en praktisch werk bij aan het manuscript; MB: redigeerde het concept, reviseerde het kritisch en droeg intellectueel en praktisch bij aan het manuscript. Beide auteurs hebben uiteindelijk het manuscript goedgekeurd. Beide auteurs zijn verantwoordelijk voor alle aspecten van het werk.

Belangenconflict verklaring

De auteurs verklaren dat het onderzoek is uitgevoerd in afwezigheid van commerciële of financiële relaties die kunnen worden beschouwd als een potentieel belangenconflict.

Referenties

  • American Psychiatric Association (2013). Diagnostisch en statistisch handboek voor psychische stoornissen, 5th Edn. Washington DC: American Psychiatric Publishing.
  • Amichai-Hamburger Y., Vinitzky G. (2010). Sociaal netwerkgebruik en persoonlijkheid. Comput. Brommen. Behav. 26, 1289-1295. 10.1016 / j.chb.2010.03.018 [Kruis Ref]
  • Andreassen CS, Pallesen S. (2014). Verslaving van sociale netwerksites: een uitgebreide beoordeling. Curr. Pharm. Des. 20, 4053-4061. 10.2174 / 13816128113199990616 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Ang C.-S. (2017). Sterkte van internetgewoonten en online communicatie: het onderzoeken van genderverschillen. Comput. Brommen. Behav. 66, 1-6. 10.1016 / j.chb.2016.09.028 [Kruis Ref]
  • Baker LR, Oswald DL (2010). Verlegenheid en online diensten voor sociaal netwerken. J. Soc. Pers. Rel. 27, 873-889. 10.1177 / 0265407510375261 [Kruis Ref]
  • Baron RM, Kenny DA (1986). De moderator-mediator variabele onderscheiding in sociaal psychologisch onderzoek: conceptuele, strategische en statistische overwegingen. J. Pers. Soc. Psychol. 51, 1173-1182. 10.1037 / 0022-3514.51.6.1173 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Bhagat S. (2015). Is Facebook een planeet van eenzame individuen? Een overzicht van literatuur. Int. J. Indian. Psychol. 3, 5-9.
  • Bodroza B., Jovanovic T. (2015). Validatie van de nieuwe schaal voor het meten van gedrag van Facebook-gebruikers: psychosociale aspecten van Facebook-gebruik (PSAFU). Comput. Brommen. Behav. 54, 425-435. 10.1016 / j.chb.2015.07.032 [Kruis Ref]
  • Merk M., Laier C., Young KS (2014a). Internetverslaving: coping-stijlen, verwachtingspatronen en gevolgen voor de behandeling. Voorkant. Psychol. 5: 1256. 10.3389 / fpsyg.2014.01256 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Merk M., Young KS, Laier C. (2014b). Prefrontale controle en internetverslaving: een theoretisch model en een overzicht van neuropsychologische en neuroafbeeldingsbevindingen. Voorkant. Behav. Neurosci. 8: 375. 10.3389 / fnhum.2014.00375 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Merk M., Young KS, Laier C., Wölfling K., Potenza MN (2016). Integratie van psychologische en neurobiologische overwegingen met betrekking tot de ontwikkeling en het onderhoud van specifieke internetgebruiksstoornissen: een interactie van persoon-affect-cognitie-uitvoering (I-PACE) model. Neurosci. Biobehav. Rev. 71, 252-266. 10.1016 / j.neubiorev.2016.08.033 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Carr CT, Hayes RA (2015). Sociale media: definiëren, ontwikkelen en waarzeggen. Atl. J. Commun. 23, 46-65. 10.1080 / 15456870.2015.972282 [Kruis Ref]
  • Carver CS (1997). U wilt coping meten, maar uw protocol is te lang: denk aan de Brief COPE. Int. J. Behav. Med. 4, 92-100. 10.1207 / s15327558ijbm0401_6 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Casale S., Fioravanti G., Flett GL, Hewitt PL (2015). Zelfpresentatiestijlen en problematisch gebruik van internetcommunicatieve diensten: de rol van de zorgen over gedragsdisplays van imperfectie. Pers. Indivi. Dif. 76, 187-192. 10.1016 / j.paid.2014.12.021 [Kruis Ref]
  • Chak K., Leung L. (2004). Verlegenheid en locus of control als voorspellers van internetverslaving en internetgebruik. Cyberpsychol. Behav. 7, 559-570. 10.1089 / cpb.2004.7.559 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Choi S.-W., Kim D.-J., Choi J.-S., Choi E.-J., Song W.-Y., Kim S., et al. . (2015). Vergelijking van risico- en beschermingsfactoren in verband met smartphone-verslaving en internetverslaving. J. Behav. Addict. 4, 308-314. 10.1556 / 2006.4.2015.043 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Cohen J. (1988). Statistische Power Analysis voor de Gedragswetenschappen. Hillsdale, NJ: Erlbaum.
  • Collani G., Herzberg PY (2003). Eine revidierte Fassung der deutschsprachigen Skala zum Selbstwertgefühl von Rosenberg. Zeitschri. Diff. Diagn. Psychol. 24, 3-7. 10.1024 / 0170-1789.24.1.3 [Kruis Ref]
  • Davis RA (2001). Een cognitief-gedragsmodel van pathologisch internetgebruik. Comput. Brommen. Behav. 17, 187-195. 10.1016 / S0747-5632 (00) 00041-8 [Kruis Ref]
  • De Cock R., Vangeel J., Klein A., Minotte P., Rosas O., Meerkerk G.-J. (2013). Dwangmatig gebruik van sociale netwerksites in België: prevalentie, profiel en de rol van houding ten opzichte van werk en school. Cyberpsychol. Behav. Soc. Netw. 17, 166-171. 10.1089 / cyber.2013.0029 [PubMed] [Kruis Ref]
  • De Jong Gierveld J., Van Tilburg TG (2006). Een schaal voor 6-items voor algemene, emotionele en sociale eenzaamheid: bevestigende tests van onderzoeksgegevens. Res. Veroudering 28, 582-598. 10.1177 / 0164027506289723 [Kruis Ref]
  • Derogatis LR (1993). BSI: korte symptoomvoorraad (handmatig). Minneapolis: nationale computersystemen.
  • Dimitrov DM (2006). Groepen vergelijken met latente variabelen: een benadering gebaseerd op structurele vergelijkingen. Werk 26, 429-436. [PubMed]
  • Floros G., Siomos K. (2013). De relatie tussen optimaal ouderschap, internetverslaving en motieven voor sociaal netwerken in de adolescentie. Psychiatry Res. 209, 529-534. 10.1016 / j.psychres.2013.01.010 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Franke GH (2000). Kort symptoomomkering door LR Derogatis (Kurzform der SCL-90-R) - Deutsche versie. Göttingen: Beltz Test GmbH.
  • Fydrich T., Sommer G., Tydecks S., Brähler E. (2009). Fragebogen zur sozialen Unterstützung (F-SozU): Normierung der Kurzform (K-14) [Sociale ondersteuningsvragenlijst (F-SozU): standaardisatie van korte vorm (K-14). Zeitschri. Med. Psychol. 18, 43-48.
  • Gangadharbatla H. (2008). Facebook me: collectief gevoel van eigenwaarde, behoefte om erbij te horen en zelfeffectiviteit op internet als voorspellers van de houding van de iGeneratie ten opzichte van sociale netwerksites. J. Interact. Advertentie. 8, 5–15. 10.1080 / 15252019.2008.10722138 [Kruis Ref]
  • Griffiths MD (2000). Bestaat er een verslaving aan internet en computer? Enkele casestudy-informatie. Cyberpsychol. Behav. 3, 211-218. 10.1089 / 109493100316067 [Kruis Ref]
  • Griffiths MD, Kuss DJ, Demetrovics Z. (2014). Social networking-verslaving: een overzicht van voorlopige bevindingen, in Behavioral Addictions, ed. Feder K., Rosenberg P., Curtiss L., editors. (San Diego, CA: Academic Press;), 119-141.
  • Guedes E., Nardi AE, Guimarães FMCL, Machado S., King ALS (2016). Sociale netwerken, een nieuwe online verslaving: een bespreking van Facebook en andere verslavingsstoornissen. Med. Expr. 3, 1-6. 10.5935 / medicalexpress.2016.01.01 [Kruis Ref]
  • Hardie E., Tee MY (2007). Overmatig internetgebruik: de rol van netwerken van persoonlijkheden, eenzaamheid en sociale ondersteuning bij internetverslaving. Aust. J. Emerg. Technol. Soc. 5, 34-47.
  • Hong F.-Y., Huang D.-H., Lin H.-Y., Chiu S.-L. (2014). Analyse van de psychologische eigenschappen, Facebook-gebruik en Facebook-verslavingsmodel van Taiwanese universiteitsstudenten. Telemat. Inform. 31, 597-606. 10.1016 / j.tele.2014.01.001 [Kruis Ref]
  • Hormes JM, Kearns B., Timko CA (2015). Heb je zin in Facebook? Gedragsverslaving aan online sociale netwerken en de associatie met emotionele reguleringstekorten. Verslaving 109, 2079-2088. 10.1111 / add.12713 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Hu L., Bentler PM (1995). Evalueren van modelpassing, in Structurele Vergelijkingsmodellering Concepten Problemen en Toepassingen, ed Hoyle RH, editor. (London: Sage Publications Inc.), 76-99.
  • Hu L., Bentler PM (1999). Cutoff-criteria voor fit-indexen in de analyse van de covariantie-structuur: conventionele criteria versus nieuwe alternatieven. Struct. Equ. Modelleren van 6, 1-55. 10.1080 / 10705519909540118 [Kruis Ref]
  • Huang L.-Y., Hsieh Y.-J., Wu Y.-CJ (2014). Gratifications en gebruik van sociale netwerkdiensten: de bemiddelende rol van online ervaring. Inform. Manag. 51, 774-782. 10.1016 / j.im.2014.05.004 [Kruis Ref]
  • Jelenchick LA, Eickhoff JC, Moreno MA (2013). "Facebook-depressie?" Gebruik van sociale netwerken op de site en depressie bij oudere adolescenten. J. Adolesc. Gezondheid 52, 128-130. 10.1016 / j.jadohealth.2012.05.008 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Jin B. (2013). Hoe eenzame mensen Facebook gebruiken en waarnemen. Comput. Brommen. Behav. 29, 2463-2470. 10.1016 / j.chb.2013.05.034 [Kruis Ref]
  • Kardefelt-Winther D. (2014). Een conceptuele en methodologische kritiek op internetverslavingsonderzoek: op weg naar een model van compenserend internetgebruik. Comput. Brommen. Behav. 31, 351-354. 10.1016 / j.chb.2013.10.059 [Kruis Ref]
  • Kass RE, Raftery AE (1995). Bayes factoren. J. Am. Stat. Assoc. 90, 773-795. 10.1080 / 01621459.1995.10476572 [Kruis Ref]
  • Kim J., LaRose R., Peng W. (2009). Eenzaamheid als oorzaak en gevolg van problematisch internetgebruik: de relatie tussen internetgebruik en psychisch welbevinden. Cyberpsychol. Behav. 12, 451-455. 10.1089 / cpb.2008.0327 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Knoll N., Rieckmann N., Schwarzer R. (2005). Coping als een bemiddelaar tussen persoonlijkheid en stressuitkomsten: een longitudinale studie met patiënten met cataractchirurgie. EUR. J. Pers. 19, 229-247. 10.1002 / per.546 [Kruis Ref]
  • Ko CH, Yen JY, Chen CC, Chen SH, Yen CF (2005). Genderverschillen en gerelateerde factoren die van invloed zijn op online gameverslaving onder Taiwanese adolescenten. J. Nerv. Leerde kennen. Dis. 193, 273-277. 10.1097 / 01.nmd.0000158373.85150.57 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Krämer NC, Winter S. (2008). De relatie tussen zelfrespect, extraversie, self-efficacy en zelfpresentatie op sociale netwerksites. J. Media. Psychol. 20, 106-116. 10.1027 / 1864-1105.20.3.106 [Kruis Ref]
  • Kuss DJ, Griffiths MD (2011a). Internetgamingverslaving: een systematische review van empirisch onderzoek. Int. J. Ment. Gezondheid Addict. 10, 278-296. 10.1007 / s11469-011-9318-5 [Kruis Ref]
  • Kuss DJ, Griffiths MD (2011b). Online sociale netwerken en verslaving: een overzicht van de psychologische literatuur. Int. J. Environ. Res. Volksgezondheid 8, 3528-3552. 10.3390 / ijerph8093528 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Laconi S., Tricard N., Chabrol H. (2015). Verschillen tussen specifieke en gegeneraliseerde problematische internetgebruikers op basis van geslacht, leeftijd, online doorgebrachte tijd en psychopathologische symptomen. Comput. Brommen. Behav. 48, 236-244. 10.1016 / j.chb.2015.02.006 [Kruis Ref]
  • Laier C., merk M. (2014). Empirisch bewijs en theoretische overwegingen over factoren die bijdragen aan cyberseksverslaving vanuit een cognitief-gedragsmatige visie. Seks. Addict. Compulsiviteit 21, 305-321. 10.1080 / 10720162.2014.970722 [Kruis Ref]
  • Lee Y.-H., Ko C.-H., Chou C. (2015). Opnieuw bezoeken van internetverslaving onder Taiwanese studenten: een transversale vergelijking van de verwachtingen van studenten, online gaming en online sociale interactie. J. Abnorm. Child Psychol. 43, 589-599. 10.1007 / s10802-014-9915-4 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Meerkerk G., Van Den Eijnden RJJM, Garretsen HFL (2006). Dwangmatig internetgebruik voorspellen: het draait allemaal om seks! Cyberpsychol. Gedrag. 9, 95-103. 10.1089 / cpb.2006.9.95 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Montag C., Bey K., Sha P., Li M., Chen YF, Liu WY, et al. . (2015). Is het zinvol onderscheid te maken tussen gegeneraliseerde en specifieke internetverslaving? Bewijsmateriaal van een interculturele studie uit Duitsland, Zweden, Taiwan en China. Asia Pac. Psychiatrie 7, 20-26. 10.1111 / appy.12122 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Moreau A., Laconi S., Delfour M., Chabrol H. (2015). Psychopathologische profielen van problematische Facebook-gebruikers van adolescenten en jonge volwassenen. Comput. Brommen. Behav. 44, 64-69. 10.1016 / j.chb.2014.11.045 [Kruis Ref]
  • Muthén L., Muthén B. (2011). “MPlus”. (Los Angeles, CA: Muthén en Muthén;).
  • Neubaum G., Krämer NC (2015). Mijn vrienden vlak naast me: een laboratoriumonderzoek naar voorspellers en consequenties van het ervaren van sociale nabijheid op sociale netwerksites. Cyberpsychol. Behav. Soc. Netw. 18, 443-449. 10.1089 / cyber.2014.0613 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Omar B., Subramanian K. (2013). Verslaafd aan Facebook: onderzoek naar de rol van persoonlijkheidskenmerken, gratificatie-situaties en Facebook-aandacht onder jongeren. J. Media Commun. Stud. 1, 54-65. 10.5176 / 2335-6618_1.1.6 [Kruis Ref]
  • Panek ET, Nardis Y., Konrath S. (2013). Spiegel of megafoon ?: Hoe relaties tussen narcisme en het gebruik van sociale netwerken verschillen op Facebook en Twitter. Comput. Brommen. Behav. 29, 2004-2012. 10.1016 / j.chb.2013.04.012 [Kruis Ref]
  • Pawlikowski M., Altstötter-Gleich C., Brand M. (2013). Validatie en psychometrische eigenschappen van een korte versie van Young's internetverslavingstest. Comput. Brommen. Gedrag. 29, 1212-1223. 10.1016 / j.chb.2012.10.014 [Kruis Ref]
  • Pawlikowski M., Nader IW, Burger C., Biermann I., Stieger S., Brand M. (2014). Pathologisch internetgebruik - Het is een multidimensionale en geen eendimensionale constructie. Addict. Res. Theorie 22, 166-175. 10.3109 / 16066359.2013.793313 [Kruis Ref]
  • Podsakoff PM, Mackenzie SB, Lee J.-Y., Podsakoff NP (2003). Veelvoorkomende methodebias in gedragsresearch: een kritische beoordeling van literatuur en aanbevolen remedies. J. Appl. Psychol. 88, 879-903. 10.1037 / 0021-9010.88.5.879 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Rosenberg M. (1965). Samenleving en het zelfbeeld van adolescenten. Princeton, NJ: Princeton University Press.
  • Rumpf H.-J., Meyer C., Kreuzer A., ​​John U. (2011). Prävalenz der Internetabhängigkeit. Bericht an das Bundesministerium für Gesundheit. Online beschikbaar op: http://www.drogenbeauftragte.de/fileadmin/dateien-dba/DrogenundSucht/Computerspiele_Internetsucht/Downloads/PINTA-Bericht-Endfassung_280611.pdf (Toegankelijk maart 30, 2015).
  • Ryan T., Chester A., ​​Reece J., Xenos S. (2014). Het gebruik en misbruik van Facebook: een overzicht van Facebook-verslaving. J. Behav. Addict. 3, 133-148. 10.1556 / JBA.3.2014.016 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Ryan T., Xenos S. (2011). Wie gebruikt Facebook? Een onderzoek naar de relatie tussen de Big Five, verlegenheid, narcisme, eenzaamheid en het gebruik van Facebook. Comput. Brommen. Behav. 27, 1658-1664. 10.1016 / j.chb.2011.02.004 [Kruis Ref]
  • Schulz P., Schlotz W., Becker P. (2004). Trierer Inventar zum Chronischen Stress (TICS). Göttingen: Hogrefe.
  • Schwarzer R., Jeruzalem M. (1995). Gegeneraliseerde self-efficacy-schaal, in Measures in Health Psychology: A User's Portfolio. Causale en controleovertuigingen, eds. Weinman J., Wright S., Johnston M., redacteuren. (Windsor: NFER-NELSON;), 35-37.
  • Song H., Zmyslinski-Seelig A., Kim J., Drent A., Victor A., ​​Omori K., et al. (2014). Maakt Facebook je eenzaam ?: een meta-analyse. Comput. Brommen. Behav. 36, 446-452. 10.1016 / j.chb.2014.04.011 [Kruis Ref]
  • Steinfield C., Ellison NB, Lampe C. (2008). Sociaal kapitaal, zelfrespect en gebruik van online sociale netwerksites: een longitudinale analyse. J. Appl. Dev. Psychol. 29, 434-445. 10.1016 / j.appdev.2008.07.002 [Kruis Ref]
  • Tang J., Yu Y., Du Y., Ma Y., Zhang D., Wang J. (2013). Prevalentie van internetverslaving en de associatie ervan met stressvolle gebeurtenissen in het leven en psychologische symptomen bij adolescente internetgebruikers. Addict. Gedrag, 39 744-747. 10.1016 / j.addbeh.2013.12.010 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Tonioni F., D'Alessandris L., Lai C., Martinelli D., Corvino S., Vasale M., et al. . (2012). Internetverslaving: uren online doorgebracht, gedrag en psychische symptomen. Gen. Hosp. Psychiatry 34, 80-87. 10.1016 / j.genhosppsych.2011.09.013 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Tonioni F., Mazza M., Autullo G., Cappelluti R., Catalano V., Marano G., et al. . (2014). Is internetverslaving een psychopathologische aandoening die verschilt van pathologisch gokken? Addict. Behav. 39, 1052-1056. 10.1016 / j.addbeh.2014.02.016 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Turel O., Serenko A. (2012). De voordelen en gevaren van plezier met sociale netwerksites. EUR. J. Inf. Syst. 21, 512-528. 10.1057 / ejis.2012.1 [Kruis Ref]
  • Wang CW, Ho RT, Chan CL, Tse S. (2015). Onderzoek naar persoonlijkheidskarakteristieken van Chinese adolescenten met verslavend internetgerelateerd gedrag: trait-verschillen voor gameverslaving en verslaving aan sociale netwerken. Addict. Behav. 42, 32-35. 10.1016 / j.addbeh.2014.10.039 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Wang J.-L., Jackson LA, Wang H.-Z., Gaskin J. (2015). Voorspellen van gebruik van Social Networking Site (SNS): persoonlijkheid, attitudes, motivatie en zelfeffectiviteit op internet. Pers. Ind. Diff. 80, 119-124. 10.1016 / j.paid.2015.02.016 [Kruis Ref]
  • Wegmann E., Stodt B., merk M. (2015). Verslavend gebruik van sociale netwerksites kan worden verklaard door de interactie van verwachtingspatronen van internetgebruik, internetgeletterdheid en psychopathologische symptomen. J. Behav. Addict. 4, 155-162. 10.1556 / 2006.4.2015.021 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Whang LS, Lee S., Chang G. (2003). Psychologische profielen van internetgebruikers: een analyse van gedragssampling over internetverslaving. Cyberpsychol. Gedrag. 6, 143-150. 10.1089 / 109493103321640338 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Wu AMS, Cheung VI, Ku L., Hung EPW (2013). Psychologische risicofactoren van verslaving aan sociale netwerksites onder Chinese smartphonegebruikers. J. Behav. Addict. 2, 160-166. 10.1556 / JBA.2.2013.006 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Xu ZC, Turel O., Yuan YF (2012). Online game-verslaving bij adolescenten: motivatie- en preventiefactoren. EUR. J. Inf. Syst. 21, 321-340. 10.1057 / ejis.2011.56 [Kruis Ref]
  • Yadav P., Banwari G., Parmar C., Maniar R. (2013). Internetverslaving en de correlaten tussen middelbare scholieren: een voorstudie vanuit Ahmedabad, India. Aziatische. J. Psychiatr. 6, 500-505. 10.1016 / j.ajp.2013.06.004 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Jonge KS (1998). Gevangen in het net: hoe de tekenen van internetverslaving te herkennen - en een winnende strategie voor herstel. New York, NY: John Wiley and Sons, Inc.
  • Young K., Pistner M., O'Mara J., Buchanan J. (1999). Cyberstoornissen: de zorg voor de geestelijke gezondheid voor het nieuwe millennium. Cyberpsychol. Gedrag. 2, 475-479. 10.1089 / cpb.1999.2.475 [PubMed] [Kruis Ref]