Psychometryczne podejście do oceny problemowego korzystania z pornografii online i serwisów społecznościowych oparte na koncepcjach zaburzeń związanych z grami internetowymi (2020)

Tło

Problematyczne korzystanie z gier online, portali społecznościowych (SNS) i pornografii internetowej (OP) to ewoluujący problem. W przeciwieństwie do problematycznego korzystania z SNS i OP, Internet Gaming Disorder (IGD) został uwzględniony w nowej edycji Diagnostyczna i statystyczna instrukcja zaburzeń psychicznych (DSM-5) jako warunek dalszych badań. W niniejszym badaniu dostosowano kryteria IGD do problematycznego wykorzystania SNS i OP, modyfikując zatwierdzony kwestionariusz dla IGD (kwestionariusz zaburzeń gier internetowych: IGDQ) i badając właściwości psychometryczne zmodyfikowanych wersji, SNSDQ i OPDQ.

Metody

Dwie próbki online (SNS: n = 700, 25.6 ± 8.4 lat, 76.4% kobiet; OP: n = 700, 32.9 ± 12.6 lat, 76.7% mężczyzn) wypełnili kwestionariusz SNSDQ/OPDQ, krótki inwentarz objawów (BSI) i krótki test uzależnienia od Internetu (sIAT) oraz dostarczyli informacji na temat korzystania z SNS/OP. Obliczono standardowe pozycje i analizy wiarygodności, eksploracyjne i konfirmacyjne analizy czynnikowe oraz korelacje z sIAT. Porównano użytkowników problematycznych i nieproblematycznych.

Efekt

Konsystencje wewnętrzne wynosiły ω_porządkowy = 0.89 (SNS) i ω_porządkowy = 0.88 (PO). Eksploracyjne analizy czynnikowe wyodrębniły jeden czynnik dla obu kwestionariuszy. Konfirmacyjne analizy czynnikowe potwierdziły wyniki. Wyniki SNSDQ/OPDQ silnie korelowały z wynikami sIAT i umiarkowanie z czasem użytkowania SNS/OP. Spośród użytkowników 3.4% (SNS) i 7.1% (OP) znajdowało się powyżej granicy dla problematycznego użytkowania. Problematyczni użytkownicy mieli wyższe wyniki sIAT, korzystali z aplikacji dłużej i doświadczali większego stresu psychicznego.

Wnioski

Podsumowując, wyniki badania wskazują, że dostosowanie kryteriów IGD jest obiecującym podejściem do pomiaru problematycznego wykorzystania SNS/OP.

W 2017 roku z Internetu korzystało 3.5 miliarda ludzi [1]. Spośród wielu sposobów jej wykorzystania szczególnie popularne są gry online, portale społecznościowe (SNS) i pornografia online (OP). Wszystkie te aplikacje są badane, ponieważ ich problematyczne używanie wydaje się być związane z cierpieniem psychicznym i problemami z pracą, wynikami w nauce i relacjami międzyludzkimi [2,3,4,5,6,7]. Wraz z włączeniem go do dodatku do piątego wydania Diagnostyczna i statystyczna instrukcja zaburzeń psychicznych (DSM-5), Internetowe zaburzenie gry (IGD) uznano za zaburzenie wymagające dalszych badań [8]. Był to pierwszy krok w kierunku zdefiniowania dla niego ustandaryzowanych kryteriów. 9 kryteriów opiera się na kryteriach związanych z zaburzeniami związanymi z używaniem substancji i hazardem i musi być spełnionych przez ostatnie 12 miesięcy: (1) zaabsorbowanie grami, (2) wycofanie się, gdy nie można grać, (3) tolerancja, (4) porażka zaprzestanie/zmniejszenie ilości grania, (5) rezygnacja z innych zajęć na rzecz grania, (6) kontynuowanie gry pomimo problemów, (7) oszukiwanie innych co do jej ilości, (8) granie w celu uniknięcia złych nastrojów oraz (9) ) narażanie ważnego związku, własnego zawodu lub edukacji z powodu grania.

Podczas gdy IGD została uwzględniona w DSM-5 jako warunek dalszych badań, problematyczne użycie SNS i OP nie było. Petry i O'Brien (2013) [9] argumentują, że brakuje dowodów empirycznych i niespójności w badaniach dotyczących tych zagadnień (SNS i OP). Niemniej jednak trwa debata na temat istnienia, klasyfikacji i diagnozy problematycznego korzystania z określonych aplikacji internetowych, takich jak SNS czy OP [10], a rosnąca liczba badań wskazuje na znaczenie problematycznego korzystania z SNS i OP [3, 5, 11, 12], nie tylko ze względu na ich związek ze zwiększonym poziomem stresu psychicznego. Może to nawet obejmować objawy zaburzeń psychicznych, takich jak depresja, zaburzenia lękowe, deficyt uwagi i zespół nadpobudliwości ruchowej lub zaburzenie obsesyjno-kompulsyjne [2, 11, 13,14,15].

Ocena problematycznego korzystania z SNS i OP

Istnieje wiele różnych narzędzi diagnostycznych do oceny problematycznego wykorzystania SNS i OP. Większość z nich opiera się albo na kryteriach diagnostycznych uzależnień behawioralnych (SNS: np. Bergen Social Media Addiction Scale [16] | OP: np. Skala konsumpcji problematycznej pornografii [17]) lub Internetowy Test Uzależnienia [18] (SNS: np. Skala uzależniających tendencji do SNS [19] | OP: sIAT-seks [20]). Należy zauważyć, że nie jest to bynajmniej wyczerpujące wyliczenie wszystkich przyrządów diagnostycznych. Szczegółowy przegląd można znaleźć w Andreassen (2015) [2] dla SNS i Wéry & Billieux (2017) [21] dla PO. Nie brakuje dobrze sprawdzonych instrumentów, ale nadal pozostają następujące problemy: (i) różne teoretyczne konceptualizacje problematycznego korzystania z SNS i OP, czego konsekwencją jest (ii) brak ujednoliconych, znormalizowanych kryteriów oceny problematycznego korzystania z trzech najważniejsze konkretne aplikacje online (Gaming, SNS, OP) w sposób porównawczy.

Najnowszym modelem teoretycznym dla określonych zaburzeń związanych z korzystaniem z Internetu jest model I-PACE [22]. Opiera się na ustaleniach empirycznych i integruje wcześniejsze rozważania teoretyczne z innych modeli w dziedzinie uzależnień behawioralnych, takich jak model zespołu [23] lub Składowy Model Uzależnienia [24]. Model I-PACE stawia hipotezę, że etiologia problematycznego używania jest podobna dla różnych aplikacji internetowych. W związku z tym sugeruje zastosowanie jednolitych kryteriów diagnostycznych do wszystkich zastosowań, a tym samym ujednolicenie kryteriów diagnostycznych i umożliwienie porównania wskaźników ich rozpowszechnienia. Ponieważ Amerykańskie Towarzystwo Psychiatryczne już zaproponowało znormalizowane kryteria dla IGD, samo sugeruje zastosowanie tych kryteriów do problematycznego korzystania z innych aplikacji internetowych i jest kilku badaczy, którzy zgadzają się z tym podejściem [25,26,27]. Niektóre badania wykorzystały już to podejście do opracowania narzędzi psychometrycznych do oceny problematycznego korzystania z Internetu [26, 28, 29] Jednak, zgodnie z najlepszą wiedzą autorów, istnieje tylko jedno badanie, w którym zastosowano to podejście do problematycznego wykorzystania SNS [27] i żaden dla problematycznego użycia OP.

Cel niniejszego opracowania

Dlatego celem tego badania było zbadanie, w jakim stopniu konceptualizację zaburzenia gier internetowych można dostosować do problematycznego korzystania z SNS i OP. Petry i in. (2014) [30] - którzy byli członkami grupy roboczej ds. zaburzeń związanych z używaniem substancji, która zaleca włączenie IGD do DSM-5 - opublikowali kwestionariusz (kwestionariusz zaburzeń gier internetowych: IGDQ) w celu oceny IGD. W tym badaniu wykorzystaliśmy wersję niemiecką, która została zatwierdzona przez Jeromin, Barke i Rief (2016) [31] i dostosował go do problematycznego korzystania z SNS i OP poprzez przeformułowanie elementów (szczegółowe informacje znajdują się w sekcji „Środki”). Aby ocenić i ocenić, w jakim stopniu koncepcja IGD może stanowić użyteczny punkt wyjścia do oceny problematycznego użycia SNS i OP, zbadaliśmy właściwości psychometryczne dwóch zmodyfikowanych wersji, SNSDQ i OPDQ.

Uczestnicy i procedura

Dane zostały zebrane za pomocą ankiety internetowej (październik 2017 – styczeń 2018). Link do kwestionariusza został umieszczony na forach internetowych ogólnych (np. reddit) i specyficznych dla aplikacji (np. grupy na Facebooku), SNS i listach mailingowych. Na wstępie uczestnicy określili, czy korzystają głównie z SNS czy OP i zostali przekierowani do odpowiedniego kwestionariusza (SNS/OP). W ramach zachęty uczestnicy mogli wygrać jeden z pięciu bonów upominkowych do sklepu internetowego (wartość bonu: 20 euro). Kryteriami włączenia były: świadoma zgoda, wiek ≥ 18 lat. Kryteriami wykluczającymi były: brak native speakera (niemiecki), odsetek czasu online spędzonego na korzystaniu z SNS/OP ≤5%.

Podpróbka SNS

W sumie 939 uczestników spełniło kryteria włączenia. Spośród nich 239 (25.45%) musiało zostać wykluczonych: 228, ponieważ brakowało im danych do SNSDQ, 7, ponieważ nie dostarczyli poważnych informacji (np. klingoński jako ich język ojczysty), a 4, ponieważ mieli nierealistycznie szybki czas odpowiedzi ( 2 SD poniżej średniego czasu). Ostatecznie przeanalizowano dane od 700 uczestników (tab 1).

Podpróbka OP

W sumie 1858 uczestników spełniło kryteria włączenia. Spośród nich 669 (36.01%) musiało zostać wykluczonych: 630 z powodu braku danych do OPDQ, 25 z powodu podania ewidentnie fałszywych informacji, 9 z powodu nierealistycznie szybkiego czasu odpowiedzi i 5 z powodu komentarzy sugerujących, że nie zrozumieć ankietę. Aby zwiększyć statystyczną porównywalność dwóch podprób (SNS/OP), z pozostałych 700 wybrano losową próbę 1189 uczestników. Ostatecznie przeanalizowano dane od 700 uczestników (tabela 1).

Środki

Informacje socjodemograficzne

Zebrano informacje dotyczące płci, wieku, wykształcenia, zatrudnienia i statusu związku.

Informacje dotyczące ogólnego i szczególnego korzystania z Internetu

Uczestnicy podali, ile czasu (godzin) spędzają online w typowym tygodniu. Ponadto podali szczegółowe informacje dotyczące korzystania z SNS lub OP, na przykład z których witryn SNS/OP korzystają najczęściej i jak długo korzystają z SNS lub OP (godziny/tydzień).

Problematyczne użycie

Tendencja do problematycznego korzystania z SNS lub OP została oceniona za pomocą niemieckich wersji SNSDQ i OPDQ. Kwestionariusze te są zmodyfikowanymi wersjami kwestionariusza IGDQ. IGDQ składa się z dziewięciu pozycji, które odzwierciedlają odpowiednie kryteria DSM-5 dla IGD. Ma dychotomiczny format odpowiedzi składający się z „nie” (0) i „tak” (1). Wynik uzyskuje się poprzez dodanie odpowiedzi (zakres punktacji: 0–9). Wynik ≥ 5 zdefiniowano jako punkt odcięcia dla otrzymania diagnozy IGD [30]. W celu dostosowania w odniesieniu do SNS i OP, oryginalne elementy zostały przeformułowane, zastępując wszystkie odniesienia do gier online odniesieniami do SNS lub OP. Na przykład: „Czy czujesz się niespokojny, drażliwy, zły, niespokojny lub smutny, gdy próbujesz ograniczyć lub przestać używać SNS lub gdy nie możesz korzystać z SNS?” zamiast „Czy czujesz się niespokojny, drażliwy, nastrojowy, zły, niespokojny lub smutny, kiedy próbujesz ograniczyć lub przerwać grę lub gdy nie możesz grać?”

Krótki test uzależnienia od internetu

sIAT jest skróconą wersją testu na uzależnienie od Internetu i składa się z 12 stwierdzeń wyrażających możliwe objawy problematycznego korzystania z Internetu (np. „Jak często zdarza Ci się mówić „jeszcze tylko kilka minut” w trybie online?) [18]. W naszym badaniu wykorzystaliśmy zweryfikowaną wersję niemiecką i przeformułowaliśmy pozycje do użytku SNS i OP (np. „Jak często próbujesz ograniczyć czas spędzany na oglądaniu pornografii online i nie udaje ci się?”) [32]. Uczestnicy muszą ocenić częstotliwość, z jaką doświadczali każdego objawu w ciągu ostatniego tygodnia na 5-stopniowej skali od 1 („nigdy”) do 5 („bardzo często”). W wynikowym wyniku sumarycznym (12–60 punktów) wyższe wyniki wskazują na bardziej problematyczne używanie. Spójności wewnętrzne dostosowanych skal w niniejszym badaniu były dobre (SNS: ω = 0.88 | OP: ω = 0.88).

Krótka inwentaryzacja symptomów

Niemiecka wersja Krótkiego Inwentarza Objawów (BSI) została wykorzystana do zidentyfikowania klinicznie istotnych objawów u uczestników [33, 34]. BSI składa się z 53 stwierdzeń wyrażających symptomy dystresu psychicznego (np. „W ciągu ostatnich 7 dni, jak bardzo byłeś zestresowany uczuciem napięcia lub podenerwowania?”). Odpowiedzi na pozycje są udzielane na 5-stopniowej skali od 0 („wcale”) do 4 („zdecydowanie”). Całkowity wynik mieści się w zakresie od 0 do 212, przy czym wyższe wyniki wskazują na wyższy poziom dystresu. Spójność wewnętrzna w obecnych próbkach była doskonała, z ω = 0.96 (SNS) i ω = 0.96 (OP).

Analiza danych

Analizy statystyczne przeprowadzono przy użyciu SPSS 24 (IBM SPSS Statistics), SPSS Amos, wersja R 3.5.1 [35] i FACTOR dla eksploracyjnej analizy czynnikowej (EFA) [36]. Dla standardowych analiz pozycji dla każdego kwestionariusza obliczono SNSDQ i OPDQ, trudności pozycji i korelacje pozycja-całkowita. Jako miarę rzetelności obliczono współczynnik omega lub porządkową omega (w przypadku danych dwumianowych). Współczynniki te są zalecane jako dokładniejsza alternatywa dla alfa Cronbacha, zwłaszcza w przypadku naruszenia założenia równoważności tau [37,38,39,40]. Jeśli chodzi o trafność, zbadaliśmy struktury czynnikowe, przeprowadzając EFA i potwierdzające analizy czynnikowe (CFA). W tym celu każdą próbkę (SNS i OP) podzielono losowo na dwie podpróbki (SNS1, SNS2 i OP1, OP2; każda podpróbka: n = 350). Podpróbki SNS1 i OP1 zastosowano dla NNKT, a SNS2 i OP2 dla CFA. Wszystkie inne obliczenia opierają się na próbkach ogółem. Aby sprawdzić, czy podpróby różniły się kluczowymi zmiennymi (wiek, wynik SNSDQ/OPDQ), przeprowadzono niezależne testy t. Aby ustalić przydatność danych dla EFA, zastosowano test Kaisera-Meyera-Olkina (KMO) i test sferyczności Bartletta. Ze względu na dychotomiczny format odpowiedzi SNSDQ i OPDQ, EFA podążały za Jerominem i in. (2016) [31] i wykorzystał korelacje tetrachoryczne jako dane wejściowe i nieważoną metodę najmniejszych kwadratów jako metodę estymacji [41]. Liczbę czynników do wyodrębnienia określono za pomocą testu MAP Velicera [42].

Przeprowadzono CFA na SNS2 i OP2 w celu przetestowania rozwiązania czynnika. Parametry modelu oszacowano za pomocą oszacowań największej wiarygodności. Ze względu na naruszenie założenia o normalności zastosowano Bootstrapping Bollena-Stine'a [43]. Aby ocenić dopasowanie modelu, obliczono wskaźnik dopasowania porównawczego (CFI), pierwiastek średniokwadratowego błędu aproksymacji (RMSEA) i standaryzowaną pierwiastek średniokwadratowy resztkowy (SRMR). Według Hu i Bentlera (1999) [44], kryteria odcięcia dla akceptowalnego dopasowania modelu to CFI > 0.95, RMSEA między 0.06 a 0.08 i SRMR < 0.08.

Zależności dwuwymiarowe między wynikami SNSDQ i OPDG a czasem spędzonym na korzystaniu z Internetu w ogóle, czasem spędzonym na korzystaniu z preferowanej aplikacji (SNS/OP) i wynikami sIAT zostały przetestowane za pomocą korelacji Pearsona.

Aby dać pierwsze wskazanie trafności diagnostycznej, porównaliśmy problematycznych użytkowników z użytkownikami bezproblemowymi. Analogicznie do kwestionariusza IGDQ, użytkownicy z wynikiem ≥ 5 punktów zostali sklasyfikowani jako użytkownicy problematyczni, a wszyscy pozostali użytkownicy jako użytkownicy bezproblemowi [30, 31]. Obliczono niezależne testy t (w przypadku nierównych wariancji: testy Welcha) w celu porównania grup pod względem wieku, czasu spędzonego na korzystaniu z Internetu, czasu spędzonego na korzystaniu z preferowanej aplikacji oraz wyników sIAT i BSI. Ze względu na nierówne rozmiary grup, Hedges g jest podawana jako miara wielkości efektu [45]. Efekt g = 0.20 jest uważane za małe, g = 0.50 jako medium i g = 0.80 jako duży [45].

SNS, OP i korzystanie z Internetu

SNS

Uczestnicy korzystali z Internetu średnio 20.9 ± 14.8 h/tydzień, a z SNS 9.4 ± 10 h/tyg. (44% całkowitego czasu online), przy czym najpopularniejszym SNS był Facebook (n = 355; 50.7%), a następnie Instagram (n = 196; 28%) i YouTube (n = 74; 10.6%). Średnie wyniki SNSDQ i sIAT wyniosły 1.2 ± 1.5 i 23.6 ± 7.3 punktu. Ogółem 24 uczestników (3.4%) miało wynik SNSDQ ≥ 5 punktów, a zatem znajdował się powyżej granicy problematycznego użytkowania (patrz ryc. 1 dla szczegółów). Średni całkowity wynik BSI u wszystkich uczestników wyniósł 9.8 ± 16.7.

Procent uczestników spełniających różną liczbę kryteriów zmodyfikowanej IGDQ (SNS i OP)

Obraz w pełnym rozmiarze

OP

Badani korzystali z Internetu średnio 21.9 ± 15.6 h/tydzień, a z OP 3.9 ± 6.1 h/tydzień (18.9% całkowitego czasu online). Najpopularniejszą formą OP były filmy (n = 351; 50.1%), a następnie zdjęcia (n = 275; 39.3%) i kamer internetowych (n = 71; 10.1%). Średnie wyniki OPDG i sIAT wyniosły 1.5 ± 1.7 i 22.3 ± 7.9. W sumie 50 uczestników (7.1%) uzyskało wynik OPDQ powyżej granicy ≥ 5 punktów (patrz ryc. 1 dla szczegółów). Średni wynik BSI wśród wszystkich uczestników wyniósł 25.6 ± 27.6.

Analiza pozycji i spójność wewnętrzna

Wyniki analiz pozycji przedstawiono w tabelach 2 i 3.

SNS

W przypadku wersji SNS najniższą aprobatę uzyskała pozycja 7 (liczba odpowiedzi twierdzących (naa) = 21), a najwyższa pozycja 6 (brak odpowiedzi = 247). Przekłada się to na trudność przedmiotu p_i = 0.03 (pozycja 7) i p_i = 0.35 (pozycja 6), ze średnią trudnością we wszystkich pozycjach p_i = 0.13. Skorygowane korelacje pozycja-całkowita wahały się od r_Itc = 0.28 (pozycja 3) do r_Itc = 0.39 (pozycje 4, 5 i 6), ze średnią r_itc = 0.36. Spójność wewnętrzna wynosiła ω_porządkowy = 0.89, a skala nie skorzystałaby na usunięciu żadnej pozycji.

OP

W kwestionariuszu w wersji OP pozycja 9 (naa = 24) miała najniższy wskaźnik poparcia, a pozycja 7 – najwyższy (brak danych = 286). Średnia trudność przedmiotu była p_i = 17, przy czym pozycja 9 jest najbardziej (p_i = 0.03) i poz. 7 (p_i = 0.41) najmniej trudne. Skorygowane korelacje pozycja-całkowita mieściły się w przedziale r_Itc = 0.29 (pozycja 7) i r_Itc = 0.47 (pozycja 5), ​​ze średnią skorygowaną korelacją pozycja-całkowita wynoszącą r_Itc = 0.38. Spójność wewnętrzna wynosiła ω_porządkowy = 0.88. Usunięcie elementów nie zwiększyłoby spójności wewnętrznej.

Struktura czynnika

Podpróbki (SNS1 vs. SNS2; OP1 vs. OP2) nie różniły się pod względem wieku, płci, korzystania z Internetu, korzystania z SNS/OP, wyników sIAT, SNSDQ/OPDQ i BSI (patrz dodatek).

SNS

Test sferyczności Bartletta (Χ² = 407.4, df = 36, p < 0.001) oraz kryterium KMO (0.74) wskazywały, że dane były odpowiednie dla EFA. Test MAP Velicera zalecał wyodrębnienie pojedynczego czynnika. Czynnik ten wyjaśnił 52.74% całkowitej wariancji. Ładunki czynnikowe zawierały się w przedziale od 0.54 (pozycja 3) do 0.78 (pozycja 9) (tab. 2). Obliczono CFA z podpróbką SNS2 w celu przetestowania rozwiązania jednoczynnikowego. Wskaźniki dopasowania wyniosły CFI = 0.81, RMSEA = 0.092 [CI = 0.075–0.111] i SRMR = 0.064 (wykres ścieżek patrz ryc. 2).

Diagram ścieżki dla konfirmacyjnej analizy czynnikowej z podpróbą SNS2 (n = 350). Wszystkie współczynniki ścieżki są wystandaryzowane i statystycznie istotne (p <0.001)

Obraz w pełnym rozmiarze

OP

Test sferyczności Bartletta (Χ² = 455.7, df = 36, p < 0.001) oraz kryterium KMO (0.80) wskazywały, że dane są odpowiednie dla EFA, a test MAP sugerował rozwiązanie jednoczynnikowe. Wyodrębniony czynnik wyjaśnił 53.30% całkowitej wariancji. Pozycje 3 i 7 miały najniższe ładunki czynnikowe (0.52), natomiast pozycja 9 – najwyższe (0.93) (tab. 3). Rozwiązanie jednoczynnikowe przetestowano za pomocą CFA (podpróba: OP2). Wskaźniki dopasowania modelu wynosiły CFI = 0.87, RMSEA = 0.080 [CI = 0.062–0.099] i SRMR = 0.057 (diagram ścieżek zob. ryc. 3).

Diagram ścieżki dla konfirmacyjnej analizy czynnikowej z podpróbą OP2 (n = 350). Wszystkie współczynniki ścieżki są wystandaryzowane i statystycznie istotne (p <0.001)

Obraz w pełnym rozmiarze

Korelacje z wykorzystaniem SNS/OP/internetu i wynikami sIAT

SNS

Wyniki SNSDQ korelowały z czasem użytkowania SNS (r = 0.32, p 0.01), tygodniowy czas korzystania z Internetu (r = 0.16, p 0.01) i wyniki sIAT (r = 0.73, p 0.01).

OP

Wyniki OPDQ korelowały z czasem użytkowania OP (r = 0.22, p < 0.01) i bardzo słabo z tygodniowym czasem korzystania z Internetu (r = 0.08, p < 0.05). Najwyższą korelację stwierdzono z wynikami sIAT (r = 0.72, p <0.01).

Porównanie osób z problematycznym i nieproblematycznym korzystaniem z SNS/OP

SNS

W porównaniu z użytkownikami bezproblemowymi, problematyczni użytkownicy SNS korzystali z SNS znacznie częściej i mieli wyższe wyniki sIAT. Wydawali się również doświadczać większego cierpienia psychopatologicznego, ale pomimo wielkości efektu różnicy była to jedynie tendencja (p = 0.13). Aby uzyskać szczegółowe informacje, patrz Tabela 4.

OP

W porównaniu z bezproblemowymi użytkownikami, uczestnicy zidentyfikowani jako problematyczni użytkownicy OP spędzali ogólnie więcej czasu w Internecie i więcej czasu korzystając z OP, mieli znacznie wyższe wyniki sIAT i doświadczali więcej stresu psychopatologicznego (Tabela 4).

W niniejszym badaniu dostosowaliśmy niemiecką wersję IGDQ do korzystania z SNS i OP oraz oceniliśmy właściwości psychometryczne zmodyfikowanych wersji w celu zbadania, w jakim stopniu kryteria IGD są odpowiednie do oceny problematycznego wykorzystania SNS i OP.

Analiza przedmiotu

Średnie poparcie dla pozycji było niskie w przypadku obu kwestionariuszy, co jest oczekiwane i pożądane, biorąc pod uwagę, że listy kontrolne oceniają kryteria problematycznego stosowania w próbie nieklinicznej. W przypadku SNS najbardziej popierana pozycja, pozycja 6, dotyczy prokrastynacji. Wydaje się to prawdopodobne, ponieważ SNS są często używane do zwlekania [46, 47]. Pozycja 7 (oszustwo/tuszowanie) uzyskała najniższe poparcie, co również wydaje się rozsądne, biorąc pod uwagę fakt, że wiele osób korzysta z portali społecznościowych na co dzień i w społecznie akceptowany sposób, co sprawia, że ​​kłamstwa na ten temat są niepotrzebne [12]. W przypadku OP pozycja 7 (oszustwo/tuszowanie) uzyskała najwyższe poparcie. Dzieje się tak prawdopodobnie dlatego, że społeczna akceptacja OP jest raczej niska, nawet jeśli jest używana przypadkowo i wiele osób może się z tego powodu wstydzić [48]. Najniższe poparcie uzyskała pozycja 9, co wydaje się zasadne, ponieważ implikuje poważne konsekwencje (ryzyko/utrata relacji/możliwości). Skorygowane korelacje pozycja-ogółem były średnie dla obu kwestionariuszy i powyżej progu r_Itc = 0.30 [43]. Jedynymi wyjątkami były pozycja 3 dla SNS i pozycja 7 dla OP. Pozycja 3 odnosi się do tolerancji, kryterium typowego dla nadużywania substancji, ale wydaje się trudniejsze do zastosowania w kontekście SNS [49]. Niska skorygowana korelacja pozycja-całkowita dla pozycji 7 (OP) wydaje się rozsądna, ponieważ, jak omówiono, użycie OP może generalnie wiązać się z zawstydzeniem, więc oszukiwanie innych na temat własnego użycia nie rozróżnia dobrze użytkowników problematycznych i nieproblematycznych.

Niezawodność

SNSDQ i OPDG wykazały dobrą spójność wewnętrzną (SNS: ω_porządkowy = 0.89; OP: ω_porządkowy = 0.88). Wyniki są porównywalne z innymi kwestionariuszami mierzącymi problematyczne SNS (np. Bergen Social Media Scale: α = 0.88) lub korzystanie z OP (np. sIAT-sex: α = 0.88) [16, 20].

Ważność

W trakcie EFA wyodrębniono jeden czynnik dla wersji SNS oraz OP kwestionariusza. Jest to zgodne z wynikiem dla oryginalnego IGDQ [31]. Pozycja 3 miała najniższy ładunek czynnikowy w obu wersjach, prawdopodobnie dlatego, że kryterium tolerancji nie pasuje zbyt dobrze do kontekstu SNS i OP. Ostatecznie kryterium tolerancji wywodzi się z uzależnień od substancji. W tym kontekście jego znaczenie zostało znacznie wyraźniej określone niż w odniesieniu do problematycznego korzystania z OP, SNS czy wręcz gier online, w przypadku których jego przydatność również jest przedmiotem kontrowersji (dla: [30, 50] | przeciwwskazane: [51, 52]). W wersji OP pozycja 7 (oszukać/zatuszować) również miała niższy ładunek czynnikowy niż pozostałe pozycje. Odzwierciedla to powyższy argument dotyczący tego, dlaczego przedmiot nie jest tak przydatny do rozróżniania problematycznych i nieproblemowych użytkowników (37.4% użytkowników niesprawiających problemów i 86% problematycznych użytkowników poparło go). Wskazuje to, że ukrywanie nie jest wyraźnie związane z problematycznym nadużywaniem mierzonym przez OPDG, ale prawdopodobnie z ogólnymi postawami społecznymi wobec OP.

Ogólnie rzecz biorąc, wyniki dla CFA sugerują, że jednoczynnikowe rozwiązania dla obu kwestionariuszy są wątpliwe i nie reprezentują dobrego dopasowania. Podczas gdy SRMR był dobry dla obu modeli, CFI i RMSEA były odpowiednio poniżej i powyżej wartości granicznych. Podobnie jak w EFA, pozycja 6 dla SNS i pozycja 7 dla OP miały szczególnie niskie ładunki czynnikowe. Oznacza to, że ich korelacja z odpowiednią ogólną skalą jest niska, a zatem ich korelacja z problematycznym zachowaniem użytkownika jest niska. Chociaż niekoniecznie stanowi to problem, ważne jest, aby kolejne badania sprawdzały, czy pozycje te powinny zostać zmienione, inaczej wyważone, a nawet usunięte.

Oba kwestionariusze silnie korelowały z odpowiednimi wersjami sIAT, wskazując na dobrą trafność zbieżną. Wersja SNS wykazała małe lub średnie korelacje z ogólnym wykorzystaniem Internetu i czasem korzystania z SNS (tygodniowo). Wersja OP wykazała również niewielką korelację z czasem użytkowania OP (na tydzień). Wielkość korelacji problematycznego używania z czasem spędzonym na korzystaniu z danej aplikacji mieści się w zakresie tych konsekwentnie zgłaszanych [53,54,55].

Aby ocenić trafność diagnostyczną SNSDQ i OPDQ, najpierw porównaliśmy obserwowane wskaźniki rozpowszechnienia z tymi stwierdzonymi w innych badaniach. W przypadku SNS 3.4% uczestników przekroczyło granicę, a w przypadku OP 7.1% spełniło kryteria problematycznego używania. Chociaż porównywanie wskaźników rozpowszechnienia jest trudne ze względu na mnogość różnych narzędzi diagnostycznych, znalezione tutaj wskaźniki są porównywalne z niektórymi w istniejącej literaturze. W swoich badaniach na reprezentatywnej próbie węgierskiej młodzieży, Bányai i in. (2017) [3] stwierdzili, że wskaźnik rozpowszechnienia problematycznego korzystania z SNS wynosi 4.5%. Jeśli chodzi o problematyczne użycie OP, Giordano i Cashwell (2017) [55] zgłosił wskaźnik rozpowszechnienia na poziomie 10.3% w próbie amerykańskich studentów oraz Rossa i współpracowników (2012) [15] znalazł wskaźnik 7.6% w próbie dorosłych Szwedów.

Należy zauważyć, że za pomocą tych instrumentów nie można postawić żadnej diagnozy. Po pierwsze, ani DSM-5, ani ICD-11 nie zawierają diagnoz problematycznego używania OP lub SNS. Po drugie, nawet gdyby tak było, konieczny byłby wywiad kliniczny przeprowadzony przez biegłego w celu zweryfikowania obecności istotnego klinicznie dystresu i upośledzenia czynnościowego oraz braku jakichkolwiek kryteriów wykluczenia dla indywidualnego przypadku, które są warunkiem rozpoznania psychiatrycznego. Taka niezależna ocena kliniczna nie została zebrana w niniejszym badaniu, więc nie możemy ustalić, czy osoby powyżej wartości granicznej uzasadniałyby jakąkolwiek diagnozę. Rozważalibyśmy je jednak jako potencjalnych kandydatów do takiej diagnozy. Aby dokładniej zbadać trafność diagnostyczną, porównaliśmy użytkowników powyżej i poniżej wartości granicznej i znaleźliśmy wyraźne różnice. Problematyczni użytkownicy spędzali więcej czasu online tygodniowo (tylko w przypadku OP) i dłużej korzystali z preferowanej aplikacji. Chociaż wydłużony czas użytkowania nie jest wystarczającym kryterium do wnioskowania o problematycznym użyciu, kilka badań wykazało – choć słabą – korelację między czasem użytkowania a problematycznym użytkowaniem [53,54,55]. Ponadto problematyczni użytkownicy mieli znacznie wyższe wyniki sIAT i wydawali się doświadczać wyższego poziomu stresu psychicznego (tylko dla OP). Ogólnie rzecz biorąc, wyniki te – w szczególności bardzo duża różnica między wynikami całkowitymi BSI w przypadku problematycznych użytkowników PO – można uznać za pierwsze wskaźniki trafności kryterialnej instrumentów i sugerować, że kryteria IGD mogą być odpowiednie do identyfikacji osób z problematyczne korzystanie z SNS lub OP [56].

Ograniczenia

Badanie należy rozpatrywać w świetle jego ograniczeń. Jednym z ograniczeń jest to, że testowano tylko dorosłych uczestników, chociaż SNS są szczególnie często używane przez młodzież [3]. Kolejnym ograniczeniem jest to, że nie wszyscy uczestnicy odpowiedzieli na wszystkie kwestionariusze dotyczące problematycznego używania (SNS, OP i IGD). Umożliwiłoby to bardziej szczegółowe zbadanie nakładania się problematycznego korzystania z odpowiednich aplikacji. Ponadto zebrano tylko dane zgłaszane przez samych siebie, które są podatne na efekty stronniczości, takie jak atrakcyjność społeczna lub wariancja wspólnej metody. Ponadto nie zawierały one oceny klinicznej. Biorąc pod uwagę, że celem list kontrolnych samoopisowych jest identyfikacja problematycznych użytkowników, dalsze badania powinny zbadać ich ważność na próbkach osób, które zostały ocenione przez klinicystów jako wykazujące problematyczne używanie w klinicznie istotnym sensie. Ponadto należy zauważyć, że ani kryteria diagnozy, ani liczba pozycji, ani żaden punkt odcięcia nie zostały uzgodnione. Nie zamierzamy proponować żadnych argumentów, czy te wzorce zachowań uzasadniałyby status „zaburzenia”. Naszym celem jest raczej promowanie badań nad identyfikacją problematycznego wykorzystania SNS i OP poprzez zapewnienie wspólnego instrumentu, który może pomóc w ocenie porównawczej i zasugerować użycie tego instrumentu jako wspólnego punktu wyjścia dla takich dochodzeń, zmieniając je, gdy dalsze badania to zasugerują .

Ponieważ niektóre parametry psychometryczne badanych kwestionariuszy nie są zadowalające, wydaje się, że kryteriów IGD nie da się po prostu przenieść na problematyczne stosowanie SNS/OP. Niemniej jednak nasze ogólne wyniki wskazują, że jest to obiecujący punkt wyjścia i potwierdzają zasadność zastosowania dostosowanych kryteriów IGD jako ram do oceny problematycznego wykorzystania SNS / OP. To badanie stanowi wkład w badania dotyczące pomiaru aspektów problematycznego korzystania z SNS i OP i może być pierwszym krokiem w kierunku znormalizowanej oceny i przyczynić się do badań tych pojawiających się konstruktów. Przyszłe badania powinny dalej badać przydatność kryteriów DSM-5 dla IGD w kontekście korzystania z SNS / OP.

Zbiory danych wykorzystane i/lub przeanalizowane podczas bieżącego badania są dostępne u odpowiedniego autora na uzasadnione żądanie.

BSI:

Krótki wykaz objawów

CFA:

Analiza czynnikiem potwierdzającym

SPI:

Wskaźnik dopasowania porównawczego

CI:

Przedział ufności

DSM-5:

Diagnostyczna i statystyczna instrukcja zaburzeń psychicznych

NNKT:

Eksploracyjna analiza czynnikowa

IGD:

Zaburzenie gier internetowych (IGD)

KMO:

Kaiser-Meyer-Olkin

NAA:

Liczba odpowiedzi twierdzących

OP:

Pornografia online

OPDQ:

Kwestionariusz zaburzeń związanych z pornografią online

RMSEA:

Średni kwadratowy błąd przybliżenia

siedzenie:

Krótki test uzależnienia od Internetu

SNS:

Portale społecznościowe

SNSDQ:

Kwestionariusz zaburzeń w serwisach społecznościowych

SRMR:

Standaryzowana reszta średniokwadratowa