Uma abordagem psicométrica para avaliações do uso problemático de sites de pornografia online e redes sociais com base nas conceituações do transtorno de jogos na Internet (2020)

Contexto

O uso problemático de jogos online, sites de redes sociais (SNS) e pornografia online (OP) é ​​um problema em evolução. Ao contrário do uso problemático de SNS e OP, o distúrbio de jogo na Internet (IGD) foi incluído na nova edição do Manual diagnóstico e estatístico de transtornos mentais (DSM-5) como condição para um estudo mais aprofundado. O presente estudo adaptou os critérios de IGD ao uso problemático de SNS e OP modificando um questionário validado para IGD (Internet Gaming Disorder Questionnaire: IGDQ) e investigando as propriedades psicométricas das versões modificadas, SNSDQ e OPDQ.

O Propósito

Duas amostras online (SNS: n = 700, 25.6 ± 8.4 anos, 76.4% mulheres; OP: n = 700, 32.9 ± 12.6 anos, 76.7% do sexo masculino) completaram o SNSDQ / OPDQ, o Brief Symptom Inventory (BSI) e o Short Internet Addiction Test (sIAT) e forneceram informações sobre o uso de SNS / OP. Foram calculadas análises de item e confiabilidade padrão, análises fatoriais exploratórias e confirmatórias e correlações com o sIAT. Usuários problemáticos e não problemáticos foram comparados.

Consistentes

As consistências internas foram ω_ordinal = 0.89 (SNS) e ω_ordinal = 0.88 (OP). As análises fatoriais exploratórias extraíram um fator para ambos os questionários. As análises fatoriais confirmatórias confirmaram os resultados. As pontuações SNSDQ / OPDQ correlacionaram-se altamente com as pontuações sIAT e moderadamente com o tempo de uso de SNS / OP. Dos usuários, 3.4% (SNS) e 7.1% (OP) ficaram acima do ponto de corte para uso problemático. Usuários problemáticos tiveram pontuações sIAT mais altas, usaram os aplicativos por mais tempo e experimentaram mais sofrimento psicológico.

Conclusão

No geral, os resultados do estudo indicam que a adaptação dos critérios do IGD é uma abordagem promissora para medir o uso problemático de SNS / OP.

Em 2017, 3.5 bilhões de pessoas usaram a Internet [1] Das muitas maneiras de usá-lo, jogos online, sites de redes sociais (SNS) e pornografia online (OP) são especialmente populares. Todas essas aplicações estão sob investigação, pois seu uso problemático parece estar vinculado a problemas psicológicos e problemas com o trabalho, desempenho acadêmico e relacionamentos interpessoais [2,3,4,5,6,7] Com sua inclusão no apêndice da quinta edição do Manual diagnóstico e estatístico de transtornos mentais (DSM-5), Transtorno de jogos na Internet (IGD) foi reconhecido como um distúrbio que requer mais investigação [8] Este foi o primeiro passo para definir critérios padronizados para ele. Os 9 critérios baseiam-se nos critérios para transtornos por uso de substâncias e transtorno de jogo e devem ser atendidos nos últimos 12 meses: (1) preocupação com jogos, (2) retirada quando não é possível jogar, (3) tolerância, (4) falha para parar / reduzir a quantidade de jogos, (5) desistir de outras atividades em favor dos jogos, (6) continuar jogando apesar de problemas, (7) enganar os outros sobre sua quantidade, (8) jogos para escapar do humor adverso e (9) ) comprometendo um relacionamento importante, a ocupação ou a educação por causa dos jogos.

Embora o IGD tenha sido incluído no DSM-5 como condição para estudos adicionais, o uso problemático de SNSs e OP não foi. Petry e O'Brien (2013) [9] argumentam que há falta de evidência empírica e inconsistência nos estudos que investigam essas questões (SNS e OP). No entanto, há um debate em andamento sobre a existência, classificação e diagnóstico do uso problemático de aplicativos específicos da Internet, como SNSs ou OP [10] e um número crescente de estudos indica a relevância do uso problemático de SNS e OP [3, 5, 11, 12], principalmente devido à associação com níveis aumentados de sofrimento psicológico. Isso pode até incluir sintomas de distúrbios psiquiátricos, como depressão, distúrbios de ansiedade, transtorno de déficit de atenção e hiperatividade ou transtorno obsessivo-compulsivo [2, 11, 13,14,15].

Avaliação do uso problemático de SNS e OP

Existem vários instrumentos de diagnóstico diferentes para avaliar um uso problemático do SNS e do OP. A maioria deles é baseada nos critérios de diagnóstico de vícios comportamentais (SNS: por exemplo, Bergen Social Media Addiction Scale [16] OP: por exemplo, escala problemática de consumo de pornografia [17]) ou o Teste de dependência da Internet [18] (SNS: por exemplo, tendências viciantes para a escala de SNSs [19] OP: sexo-sIAT [20]). Observe que isso não é de forma alguma uma enumeração exaustiva de todos os instrumentos de diagnóstico. Para uma visão geral detalhada, consulte Andreassen (2015) [2] para SNS e Wéry & Billieux (2017) [21] para OP. Não há escassez de instrumentos bem validados, mas os seguintes problemas ainda permanecem: (i) diferentes conceituações teóricas do uso problemático de SNS e OP, com a conseqüência (ii) de que não existem critérios padronizados e unificados para avaliar o uso problemático dos três aplicativos on-line específicos mais importantes (jogos, SNS, OP) de maneira comparativa.

O modelo teórico mais recente para distúrbios específicos do uso da Internet é o modelo I-PACE [22] Ele é baseado em descobertas empíricas e integra considerações teóricas anteriores de outros modelos no campo dos vícios comportamentais, como o Modelo da Síndrome [23] ou o Modelo de Dependência de Componentes [24] O modelo I-PACE propõe que a etiologia do uso problemático seja semelhante para diferentes aplicativos da Internet. Portanto, sugere a aplicação de critérios diagnósticos uniformes para todas as aplicações, padronizando os critérios diagnósticos e permitindo comparações de suas taxas de prevalência. Como a Associação Americana de Psiquiatria já propôs critérios padronizados para IGD, ela sugere aplicar esses critérios ao uso problemático de outras aplicações da Internet e há vários pesquisadores que concordam com essa abordagem [25,26,27] Alguns estudos já usaram essa abordagem para desenvolver ferramentas psicométricas para avaliar o uso problemático da Internet [26, 28, 29] No entanto, para o melhor conhecimento dos autores, existe apenas um estudo que utilizou essa abordagem para o uso problemático do SNS [27] e nenhum para o uso problemático do OP.

Objetivo do presente estudo

Portanto, o objetivo deste estudo foi examinar em que medida a conceituação do Transtorno de Jogo na Internet pode ser adaptada ao uso problemático de SNS e OP. Petry et al. (2014) [30] - que eram membros do grupo Substance Use Disorder Work que recomendam a inclusão do IGD no DSM-5 - publicou um questionário (Internet Gaming Disorder Questionnaire: IGDQ) para avaliar o IGD. Para este estudo, foi utilizada a versão alemã, que foi validada por Jeromin, Barke e Rief (2016) [31] e adaptou-o para uso problemático de SNS e OP reformulando os itens (para detalhes, consulte a seção "Medidas"). A fim de avaliar e avaliar em que grau o conceito de IGD pode fornecer um ponto de partida útil para a avaliação do uso problemático de SNS e OP, investigamos as propriedades psicométricas das duas versões modificadas, o SNSDQ e o OPDQ.

Participantes e procedimento

Os dados foram coletados por meio de uma pesquisa online (outubro de 2017 - janeiro de 2018). O link para o questionário foi postado em fóruns da Internet gerais (por exemplo, reddit) e específicos de aplicativos (por exemplo, grupos do Facebook), SNS e listas de discussão. No início, os participantes especificaram se usavam principalmente o SNS ou o OP e foram redirecionados para o questionário correspondente (SNS / OP). Como incentivo, os participantes podem ganhar um dos cinco vales-presente para uma loja on-line (valor do vale: 20 €). Os critérios de inclusão foram: consentimento informado, idade ≥ 18 anos. Os critérios de exclusão foram: não falante nativo (alemão), porcentagem de tempo online gasto com SNSs / OP ≤5%.

Subamostra SNS

Um total de 939 participantes preencheram os critérios de inclusão. Desses, 239 (25.45%) tiveram que ser excluídos: 228 porque faltavam dados para o SNSDQ, 7 porque não forneceram informações sérias (por exemplo, o Klingon como idioma nativo) e 4 porque tiveram um tempo de resposta irrealisticamente rápido ( 2 SDs abaixo do tempo médio). No final, foram analisados ​​dados de 700 participantes (Tabela 1).

Subamostra OP

Um total de 1858 participantes atendeu aos critérios de inclusão. Desses, 669 (36.01%) tiveram que ser excluídos: 630 por falta de dados para o OPDQ, 25 por fornecerem informações obviamente falsas, 9 por causa de um tempo de resposta irrealisticamente rápido e 5 por comentários que sugeriam que eles não haviam conseguido. entender a pesquisa. Para aumentar a comparabilidade estatística das duas subamostras (SNS / OP), uma amostra aleatória de 700 participantes foi retirada dos 1189 restantes. Por fim, foram analisados ​​dados de 700 participantes (Tabela 1).

Medidas

Informação sociodemográfica

Foram coletadas informações sobre sexo, idade, educação, emprego e status de relacionamento.

Informações sobre o uso geral e específico da Internet

Os participantes relataram quanto tempo (horas) gastam online em uma semana típica. Além disso, eles forneceram informações específicas sobre o uso de SNS ou OP, como quais sites SNS / OP eles mais usam e quanto tempo eles usam SNSs ou OP (horas / semana).

Uso problemático

A tendência do uso problemático de SNS ou OP foi avaliada com as versões alemãs do SNSDQ e OPDQ. Esses questionários são versões modificadas do IGDQ. O IGDQ consiste em nove itens, que refletem os correspondentes critérios do DSM-5 para o IGD. Ele tem um formato de resposta dicotômico que consiste em 'não' (0) e 'sim' (1). A pontuação é obtida adicionando as respostas (faixa de pontuação: 0–9). Um escore ≥ 5 foi definido como o ponto de corte para o diagnóstico de IGD [30] Para sua adaptação em relação ao SNS e OP, os itens originais foram reformulados substituindo todas as referências a jogos on-line por referências ao SNS ou OP. Por exemplo, 'Você se sente inquieto, irritado, mal-humorado, irritado, ansioso ou triste ao tentar reduzir ou parar de usar o SNS ou quando não consegue usá-lo?' em vez de "Você se sente inquieto, irritado, mal-humorado, irritado, ansioso ou triste ao tentar reduzir ou interromper os jogos ou quando não consegue jogar?"

Teste curto de dependência da internet

O sIAT é uma versão curta do Teste de Dependência da Internet e consiste em 12 declarações que expressam possíveis sintomas de uso problemático da Internet (por exemplo, 'Com que frequência você se diz “apenas mais alguns minutos” quando está online? ”) [18] Em nosso estudo, usamos a versão validada em alemão e reformulamos os itens para uso no SNS e no OP (por exemplo, "Com que frequência você tenta reduzir a quantidade de tempo que passa assistindo pornografia on-line e falha?") [32] Os participantes devem avaliar a frequência com que experimentaram cada sintoma na última semana em uma escala de 5 pontos, variando de 1 ('nunca') a 5 ('com muita frequência'). Na pontuação da soma resultante (12–60 pontos), pontuações mais altas indicam um uso mais problemático. As consistências internas das escalas adaptadas no presente estudo foram boas (SNS: ω = 0.88 | OP: ω = 0.88).

Inventário de sintoma breve

A versão em alemão do Brief Symptom Inventory (BSI) foi usada para identificar sintomas clinicamente relevantes dos participantes [33, 34] O BSI consiste em 53 declarações que expressam sintomas de angústia psicológica (por exemplo, 'Nos últimos 7 dias, quanto você ficou angustiado por se sentir tenso ou tenso?'). Os itens são respondidos em uma escala de 5 pontos, variando de 0 ('nada') a 4 ('extremamente'). A pontuação total varia entre 0 e 212, com pontuações mais altas indicando um nível mais alto de angústia. A consistência interna nas amostras presentes foi excelente, com ω = 0.96 (SNS) e ω = 0.96 (OP).

A análise dos dados

As análises estatísticas foram realizadas usando o SPSS 24 (IBM SPSS Statistics), SPSS Amos, R versão 3.5.1 [35] e FACTOR para a análise fatorial exploratória (AFE) [36] Para as análises padrão de itens para cada questionário, foram calculados o SNSDQ e o OPDQ, as dificuldades do item e as correlações item-total. Como medida de confiabilidade, foram calculados o coeficiente ômega ou ômega ordinal (no caso de dados binominais). Esses coeficientes são recomendados como uma alternativa mais precisa ao alfa de Cronbach, especialmente quando a suposição de equivalência tau é violada [37,38,39,40] Em relação à validade, investigamos as estruturas fatoriais através da realização de EFAs e análises fatoriais confirmatórias (CFA). Para estes, cada amostra (SNS e OP) foi dividida aleatoriamente em duas subamostras (SNS1, SNS2 e OP1, OP2; cada subamostra: n = 350). As subamostras SNS1 e OP1 foram utilizadas para os EFAs e SNS2 e OP2 para os CFAs. Todos os outros cálculos são baseados nas amostras totais. Para testar se as subamostras diferiam nas variáveis ​​principais (idade, pontuação SNSDQ / OPDQ), testes t independentes foram realizados. Para verificar a adequação dos dados para EFA, o teste de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) e o teste de esfericidade de Bartlett foram empregados. Devido ao formato de resposta dicotômica do SNSDQ e do OPDQ, os EFAs seguiram Jeromin et al. (2016) [31] e usou correlações tetracóricas como entrada e mínimos quadrados não ponderados como método de estimativa [41] O número de fatores a serem extraídos foi determinado pelo teste MAP da Velicer [42].

Um CFA foi realizado no SNS2 e OP2 para testar a solução fatorial. Os parâmetros do modelo foram estimados usando estimativas de máxima verossimilhança. Devido à violação da suposição de normalidade, o Bollen-Stine Bootstrapping foi aplicado [43] Para avaliar o ajuste do modelo, foram calculados o índice de ajuste comparativo (CFI), o erro quadrático médio aproximado da raiz (RMSEA) e o quadrado médio quadrático residual padronizado (SRMR). De acordo com Hu e Bentler (1999) [44], os critérios de corte para um ajuste de modelo aceitável são um CFI de> 0.95, um RMSEA entre 0.06 e 0.08 e um SRMR de <0.08.

As relações bivariadas entre as pontuações SNSDQ e OPDG e o tempo gasto com a Internet em geral, o tempo gasto com o aplicativo preferido (SNS / OP) e as pontuações sIAT foram testadas com correlações de Pearson.

Para dar uma primeira indicação da validade do diagnóstico, comparamos usuários problemáticos com usuários não problemáticos. Analogamente ao IGDQ, os usuários com uma pontuação ≥ 5 pontos foram categorizados como usuários problemáticos e todos os outros usuários como não problemáticos [30, 31] Testes t independentes (no caso de variações desiguais: testes de Welch) foram calculados para comparar os grupos em relação à idade, tempo gasto na Internet, tempo gasto no aplicativo preferido e pontuações sIAT e BSI. Devido aos tamanhos desiguais dos grupos, os g é relatado como uma medida do tamanho do efeito [45] Um efeito de g = 0.20 é considerado pequeno, g = 0.50 como médio e g = 0.80 tão grande [45].

SNS, OP e uso da Internet

SNS

Os participantes usaram a Internet em média 20.9 ± 14.8 h / semana e os SNSs 9.4 ± 10 h / semana (44% do tempo total on-line), sendo o Facebook o SNS mais popular (n = 355; 50.7%), seguido pelo Instagram (n = 196; 28%) e YouTube (n = 74; 10.6%). Os escores médios de SNSDQ e sIAT foram 1.2 ± 1.5 e 23.6 ± 7.3 pontos. No geral, 24 participantes (3.4%) tiveram uma pontuação SNSDQ de ≥5 pontos e, portanto, ficaram acima do ponto de corte para uso problemático (ver Fig. 1 para detalhes). A pontuação média total do BSI em todos os participantes foi de 9.8 ± 16.7.

OP

Os participantes usaram a Internet em média por 21.9 ± 15.6 h / semana e consumiram OP por 3.9 ± 6.1 h / semana (18.9% do tempo total on-line). A forma mais popular de OP eram os vídeos (n = 351; 50.1%), seguido por fotos (n = 275; 39.3%) e webcams (n = 71; 10.1%). Os escores médios do OPDG e sIAT foram 1.5 ± 1.7 e 22.3 ± 7.9. Um total de 50 participantes (7.1%) alcançou uma pontuação OPDQ acima do corte de ≥ 5 pontos (ver Fig. 1 para detalhes). A pontuação média do BSI em todos os participantes foi de 25.6 ± 27.6.

Análise de itens e consistência interna

Os resultados das análises de itens são apresentados nas Tabelas 2 e 3.

SNS

Para a versão do SNS, o item 7 teve o menor endosso (número de respostas afirmativas (naa) = 21), enquanto o item 6 teve o maior (naa = 247). Isso se traduz em uma dificuldade de item de p_i = 0.03 (item 7) e p_i = 0.35 (item 6), com uma dificuldade média em todos os itens de p_i = 0.13. As correlações item-total corrigidas variaram de r_itc = 0.28 (item 3) para r_itc = 0.39 (itens 4, 5 e 6), com uma média de r_itc = 0.36. A consistência interna era ω_ordinal = 0.89, e a escala não teria se beneficiado com a remoção de nenhum item.

OP

Na versão PO do questionário, o item 9 (naa = 24) apresentou a menor taxa de aprovação, enquanto o item 7 teve a maior (naa = 286). A dificuldade média do item foi p_i = 17, com o item 9 sendo o mais (p_i = 0.03) e item 7 (p_i = 0.41) o menos difícil. As correlações item-total corrigidas variaram entre r_itc = 0.29 (item 7) e r_itc = 0.47 (item 5), com uma correlação item-total corrigido média de r_itc = 0.38. A consistência interna era ω_ordinal = 0.88. Remover itens não aumentaria a consistência interna.

Estrutura do fator

As subamostras (SNS1 vs. SNS2; OP1 vs. OP2) não diferiram em relação à idade, sexo, uso da Internet, uso do SNS / OP, pontuações sIAT, SNSDQ / OPDQ e BSI (consulte Apêndice).

SNS

Teste de esfericidade de Bartlett (Χ² = 407.4, df = 36, p <0.001), assim como o critério KMO (0.74) indicou que os dados eram adequados para EFA. O teste de MAP de Velicer recomendou a extração de um único fator. Esse fator explicou 52.74% da variância total. As cargas fatoriais variaram entre 0.54 (item 3) e 0.78 (item 9) (Tabela 2) Um CFA com a subamostra SNS2 foi calculado para testar a solução de um fator. Os índices de ajuste foram CFI = 0.81, RMSEA = 0.092 [CI = 0.075-0.111] e SRMR = 0.064 (para o diagrama de caminho, veja a Fig. 2).

OP

Teste de esfericidade de Bartlett (Χ² = 455.7, df = 36, p <0.001) e o critério KMO (0.80) indicou que os dados eram adequados para EFA, e o teste de MAP sugeriu uma solução de um fator. O fator extraído explicou 53.30% da variância total. Os itens 3 e 7 tiveram as menores cargas fatoriais (0.52), enquanto o item 9 teve as maiores (0.93) (Tabela 3) A solução de um fator foi testada com um CFA (subamostra: OP2). Os índices de ajuste do modelo foram CFI = 0.87, RMSEA = 0.080 [CI = 0.062-0.099] e SRMR = 0.057 (para o diagrama de caminho, veja a Fig. 3).

Correlações com o uso de SNS / OP / Internet e pontuações sIAT

SNS

As pontuações do SNSDQ correlacionaram-se com o tempo de uso do SNS (r = 0.32, p 0.01), o tempo de uso semanal da Internet (r = 0.16, p 0.01) e as pontuações sIAT (r = 0.73, p 

OP

As pontuações do OPDQ correlacionaram-se com o tempo de uso do OP (r = 0.22, p <0.01) e muito fraco com o tempo de uso da Internet por semana (r = 0.08, p <0.05). A correlação mais alta foi encontrada com os escores sIAT (r = 0.72, p <0.01).

Comparação de pessoas com uso problemático e não problemático de SNS / OP

SNS

Comparados aos usuários sem problemas, os usuários problemáticos do SNS usaram o SNS muito mais e tiveram pontuações mais altas no sIAT. Eles também pareciam experimentar mais sofrimento psicopatológico, mas, apesar do tamanho do efeito da diferença, isso era apenas uma tendência (p = 0.13). Para obter detalhes, consulte a Tabela 4.

OP

Comparados com usuários sem problemas, os participantes identificados como usuários problemáticos de OP passaram mais tempo na Internet em geral e mais tempo usando OP, tiveram escores sIAT muito mais altos e experimentaram mais sofrimento psicopatológico (Tabela 4).

No presente estudo, adaptamos a versão alemã do IGDQ ao uso de SNSs e OP e avaliamos as propriedades psicométricas das versões modificadas para investigar até que ponto os critérios do IGD são adequados para avaliar o uso problemático de SNS e OP.

Análise de itens

O endosso médio dos itens foi baixo para ambos os questionários, o que é esperado e desejável, uma vez que as listas de verificação avaliam critérios de uso problemático em uma amostra não clínica. Para o SNS, o item mais endossado, item 6, diz respeito à procrastinação. Isso parece plausível, pois o SNS geralmente é usado para procrastinar [46, 47] O item 7 (enganar / encobrir) recebeu o menor endosso, o que também parece razoável, já que muitas pessoas usam o SNS diariamente e de maneira socialmente aceita, tornando desnecessário mentir sobre isso [12] Para o PO, o item 7 (enganar / encobrir) teve o maior endosso. Este é possivelmente o caso, porque a aceitação social do OP é bastante baixa, mesmo se usada casualmente e muitas pessoas podem se sentir constrangidas com isso [48] O menor endosso foi para o item 9, que parece razoável, pois implica graves consequências (risco / perda de relacionamentos / oportunidades). As correlações item-total corrigidas foram médias para ambos os questionários e acima do limiar de r_itc = 0.30 [43] As únicas exceções foram o item 3 para o SNS e o item 7 para o OP. O item 3 refere-se à tolerância, um critério típico do abuso de substâncias, mas que parece ser mais difícil de aplicar no contexto dos SNSs [49] A baixa correlação item corrigido-total para o item 7 (OP) parece razoável, uma vez que, conforme discutido, o uso do OP geralmente pode estar associado a vergonha, de modo que enganar os outros sobre o uso não discrimina bem entre usuários problemáticos e não problemáticos.

Confiabilidade

O SNSDQ e o OPDG apresentaram boas consistências internas (SNS: ω_ordinal = 0.89; OP: ω_ordinal = 0.88). Os resultados são comparáveis ​​a outros questionários que medem SNS problemático (por exemplo, Bergen Social Media Scale: α = 0.88) ou uso de OP (por exemplo, sIAT-sexo: α = 0.88) [16, 20].

Validade

No curso das EPT, um único fator foi extraído para o SNS, bem como para a versão OP do questionário. Isso está de acordo com o resultado do IGDQ original [31] O item 3 apresentou o menor fator de carga nas duas versões, provavelmente porque o critério de tolerância não se encaixa muito bem no contexto do SNS e do OP. Por fim, o critério de tolerância teve origem nos vícios baseados em substâncias. Nesse contexto, seu significado foi muito mais claramente definido do que no que diz respeito ao uso problemático de OP, SNS ou, de fato, jogos on-line, para os quais sua utilidade também é discutida de forma controversa (pró: [30, 50] contra: [51, 52]). Na versão OP, o item 7 (enganar / encobrir) também teve um fator de carga menor do que os outros itens. Isso reflete o argumento acima sobre o motivo pelo qual o item não é tão útil para diferenciar usuários problemáticos e não problemáticos (37.4% dos não problemáticos e 86% dos usuários problemáticos o endossaram). Isso indica que o comportamento de encobrimento não está explicitamente associado ao uso excessivo problemático medido pelo OPDG, mas provavelmente às atitudes sociais em relação ao OP em geral.

No geral, os resultados para os CFAs sugeriram que as soluções de um fator para ambos os questionários são questionáveis ​​e não representam um bom ajuste. Enquanto o SRMR foi bom para ambos os modelos, o CFI e o RMSEA ficaram abaixo e, respectivamente, acima dos pontos de corte. Como na EFA, o item 6 para o SNS e o item 7 para o OP tiveram cargas fatoriais particularmente baixas. Isso implica que a correlação com a respectiva escala geral é baixa e, portanto, que a correlação com o comportamento problemático do uso é baixa. Embora isso não represente necessariamente um problema, é importante que estudos subsequentes verifiquem se esses itens devem ser revisados, ponderados de forma diferente ou mesmo removidos.

Ambos os questionários correlacionaram-se fortemente com as versões correspondentes do sIAT, indicando boa validade convergente. A versão do SNS mostrou correlações pequenas a médias com o uso geral da Internet e o tempo de uso do SNS (por semana). A versão do OP também mostrou uma pequena correlação com o tempo de uso do OP (por semana). O tamanho das correlações de uso problemático com o tempo gasto usando o respectivo aplicativo está na faixa daquelas relatadas consistentemente [53,54,55].

Para avaliar a validade diagnóstica do SNSDQ e OPDQ, comparamos primeiro as taxas de prevalência observadas com as encontradas em outros estudos. Para os SNSs, 3.4% dos participantes excederam o ponto de corte e, em relação ao PO, 7.1% atenderam aos critérios para uso problemático. Embora a comparação das taxas de prevalência seja difícil devido à multiplicidade de diferentes instrumentos de diagnóstico, as taxas encontradas aqui são comparáveis ​​a algumas da literatura existente. Em seu estudo de uma amostra representativa nacional de adolescentes húngaros, Bányai et al. (2017) [3] encontraram uma taxa de prevalência de 4.5% para uso problemático do SNS. Em relação ao uso problemático do OP, Giordano e Cashwell (2017) [55] relataram uma taxa de prevalência de 10.3% em uma amostra de estudantes universitários americanos e Ross e colegas (2012) [15] encontraram uma taxa de 7.6% em uma amostra de adultos suecos.

É importante observar que nenhum diagnóstico pode ser feito com esses instrumentos. Em primeiro lugar, nem o DSM-5 nem o CID-11 contêm qualquer diagnóstico para o uso problemático de OP ou SNS. Em segundo lugar, mesmo que o fizessem, seria necessária uma entrevista clínica com um especialista para verificar a presença de sofrimento clinicamente significativo e comprometimento funcional e a ausência de quaisquer critérios de exclusão para o caso individual, que são requisitos para um diagnóstico psiquiátrico. Esse julgamento clínico independente não foi coletado no presente estudo, portanto não podemos determinar se pessoas acima do ponto de corte justificariam qualquer diagnóstico. No entanto, nós os consideraríamos como possíveis candidatos a tal diagnóstico. Para investigar melhor a validade diagnóstica, comparamos os usuários acima e abaixo do ponto de corte e encontramos diferenças marcantes. Usuários problemáticos passam mais tempo online por semana (somente para OP) e usam seu aplicativo preferido por mais tempo. Embora um tempo de uso aumentado não seja um critério suficiente para inferir um uso problemático, vários estudos encontraram uma - embora fraca - correlação entre o tempo de uso e o uso problemático [53,54,55] Além disso, os usuários problemáticos apresentaram escores sIAT muito mais altos e pareciam experimentar um nível mais alto de sofrimento psíquico (apenas para OP). No geral, esses resultados - particularmente a diferença muito grande entre as pontuações totais do BSI no caso dos usuários problemáticos do OP - podem ser considerados como primeiros indicadores da validade dos critérios dos instrumentos e sugerem que os critérios do IGD podem ser adequados para identificar indivíduos com um uso problemático de SNS ou OP [56].

Limitações

O estudo deve ser considerado à luz de suas limitações. Uma limitação é que apenas os participantes adultos foram testados, embora o SNS em particular também seja freqüentemente usado por adolescentes [3] Uma limitação adicional é que nem todos os participantes responderam a todos os questionários sobre uso problemático (SNS, OP e IGD). Isso permitiria uma investigação mais detalhada da sobreposição entre o uso problemático dos respectivos aplicativos. Além disso, apenas os dados auto-relatados foram coletados, propensos a efeitos de viés, como conveniência social ou variação de método comum. Além disso, eles não incluíram um julgamento clínico. Considerando que o objetivo das listas de auto-relato é identificar usuários problemáticos, novos estudos devem investigar sua validade com amostras de pessoas julgadas pelos médicos para mostrar uso problemático em um sentido clinicamente relevante. Além disso, é importante observar que nem os critérios para um diagnóstico, nem o número de itens ou qualquer ponto de corte foram acordados. Não pretendemos propor argumentos sobre se esses padrões comportamentais justificariam o status de um "distúrbio". Em vez disso, pretendemos promover pesquisas para a identificação do uso problemático de SNS e OP, fornecendo um instrumento comum que pode ajudar com uma avaliação comparativa e sugerir o uso desse instrumento como ponto de partida comum para tais investigações, alterando-as à medida que novas pesquisas sugerem isso. .

Como alguns parâmetros psicométricos dos questionários testados não são satisfatórios, parece que os critérios do IGD não podem ser simplesmente transferidos para o uso problemático do SNS / OP. No entanto, nossos resultados gerais indicam que este é um ponto de partida promissor e apóia a viabilidade do uso de critérios de IGD adaptados como uma estrutura para avaliar o uso problemático de SNS / OP. Este estudo contribui para a pesquisa sobre a medição de aspectos do uso problemático de SNS e OP e pode ser o primeiro passo para uma avaliação padronizada e contribuir para investigações desses construtos emergentes. Pesquisas futuras devem investigar mais a utilidade dos critérios do DSM-5 para IGD no contexto do uso do SNS / OP.

Os conjuntos de dados utilizados e / ou analisados ​​durante o presente estudo estão disponíveis com o autor correspondente, mediante solicitação razoável.

ICS:

Inventário breve de sintomas

CFA:

Análise Fatorial Confirmatória

TPI:

Índice de ajuste comparativo

CI:

Intervalo de confiança

DSM-5:

Manual diagnóstico e estatístico de transtornos mentais

EFA:

Análise Fatorial Exploratória

IGD:

Transtorno de jogo na Internet (IGD)

KMO:

Kaiser-Meyer-Olkin

NAA:

Número de respostas afirmativas

OP:

Pornografia Online

OPDQ:

Questionário sobre Desordem de Pornografia Online

RMSEA:

Erro quadrático médio da raiz da aproximação

SIAT:

Teste curto de dependência da Internet

SNS:

Sites de redes sociais

SNSDQ:

Questionário sobre Desordem em Sites de Redes Sociais

SRMR:

Raiz quadrada média padronizada residual