Dependența de Internet: stiluri de coping, așteptări și implicații pentru tratament (2014)

Matthias Brand^{1,2 *}, Christian Laier¹ și Kimberly S. Young³

• ¹Departamentul de Psihologie Generală: Cognition, Universitatea din Duisburg-Essen, Duisburg, Germania
• ²Institutul Erwin L. Hahn pentru imagistica prin rezonanță magnetică, Essen, Germania
• ³Centrul pentru dependența de Internet, Școala de Jurnalism și Comunicare Massică Russell J. Jandoli, Universitatea St. Bonaventure, Olean, NY, SUA

Dependența de Internet (IA) a devenit o stare gravă de sănătate mintală în multe țări. Pentru a înțelege mai bine implicațiile clinice ale IA, acest studiu a testat statistic un nou model teoretic care ilustrează mecanismele cognitive care stau la baza dezvoltării și menținerii acestei tulburări. Modelul face diferența între o dependență generalizată la Internet (GIA) și forme specifice. Acest studiu a testat modelul pe GIA pe o populație de utilizatori de Internet generali. Constatările utilizatorilor 1019 arată că modelul ecuației structurale ipotetizate a explicat 63.5% din variația simptomelor GIA, măsurată prin versiunea scurtă a testului de dependență de Internet. Folosind teste psihologice si de personalitate, rezultatele arata ca cognitiile specifice ale unei persoane (asteptari slabe si asteptari cognitive) au crescut riscul pentru GIA. Acești doi factori au mediat simptomele GIA dacă au fost prezenți alți factori de risc, cum ar fi depresia, anxietatea socială, stima de sine scăzută, eficacitatea scăzută de sine și vulnerabilitatea crescută la stres pentru a numi câteva zone care au fost măsurate în studiu. Modelul arată că persoanele cu abilități ridicate de a face față copiilor și fără așteptări ca Internetul să poată fi utilizate pentru a crește pozitiv sau pentru a reduce starea de spirit negativă sunt mai puțin susceptibile de a se angaja în utilizarea problematică a internetului, chiar și atunci când există alte vulnerabilități de personalitate sau psihologie. Implicațiile pentru tratament includ o componentă cognitivă clară a dezvoltării GIA și necesitatea de a evalua stilul și cognițiile copingului pacientului și de a îmbunătăți gândirea defectuoasă pentru a reduce simptomele și a se angaja în recuperare.

Introducere

O utilizare problematică a internetului a fost identificată într-o serie de studii și arată că consecințele negative persistente, cum ar fi pierderea locului de muncă, eșecul academic și divorțul, au rezultat din utilizarea excesivă a internetului Griffiths, 2000a,b; Chou și colab., 2005; Widyanto și Griffiths, 2006; Byun și colab., 2009; Weinstein și Lejoyeux, 2010; Lortie și Guitton, 2013). Relevanța clinică a acestui fenomen câștigă în importanță pe fondul ratelor ridicate de prevalență estimate, de la 1.5 la 8.2% (Weinstein și Lejoyeux, 2010) sau chiar până la 26.7%, în funcție de scalele utilizate și de criteriile aplicate (Kuss și colab., 2014).

Deși prima descriere a acestei probleme clinice este aproape în urmă cu 20 (Young, 1996), clasificarea este încă discutată controversat și, prin urmare, sunt utilizați mai mulți termeni în literatura științifică, de la "utilizarea compulsivă a Internetului" (Meerkerk și colab., 2006, 2009, 2010), "Probleme legate de Internet" (Widyanto și colab., 2008), "Utilizarea problematică a internetului" (Caplan, 2002), "Utilizarea patologică a internetului" (Davis, 2001) la "comportamentul dependent de Internet" (Brenner, 1997), pentru a menționa doar câteva. În ultimii ani 10, însă, majoritatea cercetătorilor din acest domeniu au folosit termenul "dependență de Internet" sau "tulburare de dependență de Internet" (de exemplu, Johansson și Götestam, 2004; Blocați, 2008; Byun și colab., 2009; Dong și colab., 2010, 2011, 2013; Kim și colab., 2011; Purty și colab., 2011; Young, 2011b, 2013; Young și colab., 2011; Zhou și colab., 2011; Cash et al., 2012; Hou și colab., 2012; Hong și colab., 2013a,b; Kardefelt-Winther, 2014; Pontes și colab., 2014; Tonioni și colab., 2014). De asemenea, preferăm termenul "dependență de Internet (IA)", deoarece articole recente (a se vedea discuția în paginile Brand și colab., 2014) subliniază paralelele dintre o utilizare excesivă a Internetului și alte comportamente de dependență (de exemplu, Grant și colab., 2013) și, de asemenea, dependența de substanțe (a se vedea, de asemenea, Young, 2004; Griffiths, 2005; Meerkerk și colab., 2009). Sa susținut că mecanismele legate de dezvoltarea și întreținerea dependenței de substanțe sunt transferabile unei utilizări dependente de aplicațiile Internet (și de alte dependențe comportamentale), de exemplu, teoria sensibilizării stimulente a dependenței și a conceptelor conexe (de exemplu, Robinson și Berridge, 2000, 2001, 2008; Berridge și colab., 2009). Acest lucru se potrivește, de asemenea, frumos cu modelul de componentă pe comportamentele de dependență (Griffiths, 2005).

Au fost realizate multe studii privind corelatele psihologice ale IA, dar acest lucru sa făcut - cel puțin în majoritatea cazurilor - fără a diferenția între dependența generalizată la Internet (GIA) și o dependență specifică de Internet (SIA; Morahan-Martin și Schumacher, 2000; Leung, 2004; Ebeling-Witte și colab., 2007; Lu, 2008; Kim și Davis, 2009; Billieux și Van der Linden, 2012), deși mecanismele psihologice ar putea fi diferite, de asemenea pentru grupurile de vârstă distincte sau aplicațiile utilizate (Lopez-Fernandez și colab., 2014). Studiul nostru examinează efectele de mediere ale stilurilor de coping și ale așteptărilor cognitive pentru utilizarea Internetului în dezvoltarea și întreținerea GIA, pentru a contribui la o mai bună înțelegere a mecanismelor de bază și a implicațiilor potențiale pentru diagnostic și tratament.

La nivel teoretic, sa presupus deja că EI trebuie diferențiat în ceea ce privește utilizarea generalizată a internetului (Griffiths și Wood, 2000) față de anumite tipuri de IA, cum ar fi cybersex, relații online, compulzii nete (de exemplu, jocuri de noroc, cumpărături), căutare de informații și jocuri online pentru dezvoltarea unei dependențe de Internet (de exemplu, Young și colab., 1999; Meerkerk și colab., 2006; Blocați, 2008; Brand și colab., 2011). Cu toate acestea, în apendicele DSM-5 a fost inclusă doar un singur subtip, "Internet Gaming Disorder" (APA, 2013). Cele mai multe studii au evaluat IA ca o construcție unificată sau au evaluat doar un subtip specific (în majoritatea cazurilor jocuri pe Internet). În modelul său cognitiv-comportamental, Davis (2001) diferențiate de asemenea de o utilizare generalizată a internetului patologic (GIA) și de o utilizare patologică specifică a internetului (SIA). GIA a fost descrisă ca o utilizare excesivă multidimensională a internetului, frecvent însoțită de deșeurile de timp și de utilizarea ne-dirijată a internetului. Aspectele sociale ale internetului (de exemplu, comunicarea socială prin intermediul site - urilor de socializare) sunt folosite în mod special (a se vedea și discuțiile din Lortie și Guitton, 2013), care se presupune că este legată de lipsa de sprijin social și de deficitele sociale cu care se confruntă un individ în situații non-virtuale. În plus, sa susținut că subiecții pot folosi excesiv mai multe aplicații Internet fără a avea un anumit favorit, de exemplu jocurile, vizionarea pornografiei, navigarea pe site-urile de informare și / sau cumpărături, postarea de egoi, vizionarea clipurilor video pe platforme video, de alții și așa mai departe. În acest caz, se poate argumenta că individul este dependent de Internet și nu este dependent de Internet (dar vedeți, de asemenea, discuții în Starcevic, 2013). Davis susține că principala diferență dintre GIA și SIA este că indivizii care suferă de GIA nu ar fi dezvoltat un comportament problematic similar fără internet, în timp ce indivizii care suferă de SIA ar fi dezvoltat un comportament similar într-un alt context. În ambele forme de dependență a Internetului, GIA și SIA, cognițiile disfuncționale despre sine și despre lume sunt sugerate să joace un rol fundamental (Caplan, 2002, 2005).

Cercetările adresate GIA au demonstrat că plângerile subiective din viața de zi cu zi care rezultă din utilizarea Internetului sunt corelate cu caracteristici de personalitate diverse. Într-adevăr, sa demonstrat că GIA este legată de comorbidități psihopatologice, cum ar fi tulburările afective sau de anxietate (Whang și colab., 2003; Yang și colab., 2005; Weinstein și Lejoyeux, 2010), precum și la trăsăturile de personalitate timiditate, neuroticism, vulnerabilitate la stres, tendințe de procrastinare și stima de sine scăzută (Niemz și colab., 2005; Ebeling-Witte și colab., 2007; Hardie și Tee, 2007; Thatcher și colab., 2008; Kim și Davis, 2009). De asemenea, factorii de context social, de exemplu, lipsa suportului social sau izolarea socială (Morahan-Martin și Schumacher, 2003; Caplan, 2007) și chiar singurătatea în mediul educațional la adolescenți (Pontes și colab., 2014), par să fie legate de GIA. Mai mult, sa susținut că utilizarea Internetului ca instrument de abordare a evenimentelor de viață problematice sau stresante contribuie la dezvoltarea GIA (Whang și colab., 2003; Tang și colab., 2014). Persoanele cu IA prezintă, de asemenea, o tendință ridicată spre o strategie impulsivă de coping (Tonioni și colab., 2014). Unii autori chiar conceptualizează IA ca un tip de coping cu viața de zi cu zi sau hassles de zi cu zi (Kardefelt-Winther, 2014). Există încă doar câteva primele studii, care au comparat în mod explicit predictorii diferitelor tipuri de SIA. Pawlikowski și colab. (2014) a raportat că timiditatea și satisfacția vieții sunt legate de utilizarea dependenței de jocuri de pe Internet, dar nu de utilizarea patologică a lui Cybersex sau de utilizarea atât a jocurilor, cât și a jocului cybersex.

Pe baza cercetărilor anterioare, în special asupra argumentelor prezentate de Davis (2001), luând în considerare și literatura de specialitate privind constatările neuropsihologice și neuroimagistice la subiecții dependenți de pe Internet, am publicat recent un model teoretic privind dezvoltarea și întreținerea GIA și SIA (Brand și colab., 2014). Unele aspecte incluse în model au fost deja menționate în contextul utilizării site-urilor de rețele sociale, de exemplu speranța de rezultate pozitive (Turel și Serenko, 2012). Sa demonstrat, de asemenea, că utilizarea excesivă sau dependență a licitațiilor on-line este corelată cu schimbările în convingerile indivizilor cu privire la tehnică și determină intențiile viitoare de utilizare și utilizare (Turel și colab., 2011). Acest lucru este în concordanță cu modelul nostru teoretic privind GIA, în care presupunem că credințele sau așteptările legate de ceea ce poate face Internetul pentru o persoană influențează comportamentul, adică utilizarea pe Internet, care, la rândul său, influențează așteptările viitoare. Cu toate acestea, în modelul nostru ne-am concentrat pe rolul de mediere a așteptărilor și strategiilor de coping în dezvoltarea și menținerea unui GIA și a unor tipuri specifice de SIA.

Pentru dezvoltarea și întreținerea GIA, susținem că utilizatorul are anumite nevoi și obiective care pot fi obținute prin utilizarea anumitor aplicații Internet. Pe baza cercetărilor anterioare, am inclus câteva din aceste constatări pentru a dezvolta un model cuprinzător pentru a lega împreună aceste elemente. Inițial, caracteristicile esențiale ale unei persoane sunt asociate cu IA și includ aspecte psihopatologice, aspecte de personalitate și cogniții sociale. În prima secțiune, am inclus simptome psihopatologice, în special depresie și anxietate socială (de exemplu, Whang și colab., 2003; Yang și colab., 2005), fațete de personalitate disfuncțională, cum ar fi auto-eficacitatea scăzută, timiditatea, vulnerabilitatea la stres și tendințele de amânare (Whang și colab., 2003; Chak și Leung, 2004; Caplan, 2007; Ebeling-Witte și colab., 2007; Hardie și Tee, 2007; Thatcher și colab., 2008; Kim și Davis, 2009; Pontes și colab., 2014) și izolarea socială / lipsa suportului social (Morahan-Martin și Schumacher, 2003; Caplan, 2005) în dezvoltarea GIA. Cu toate acestea, am sugerat că influența caracteristicilor și cognițiilor primare ale acelei persoane asupra dezvoltării unei utilizări dependente a Internetului ar trebui să fie mediată de anumite cogniții legate de Internet, în special de așteptările de utilizare a internetului (Turel și colab., 2011; Xu și colab., 2012; Lee și colab., 2014) și anumite strategii pentru a face față cerințelor de viață de zi cu zi sau hassles-uri zilnice (Tang și colab., 2014; Tonioni și colab., 2014). În a treia secțiune a modelului, ca urmare a comportamentului, în cazul în care utilizatorul merge online și primește întăriri în ceea ce privește copingul disfuncțional cu probleme sau starea de spirit negativă, iar persoana se așteaptă ca utilizarea Internetului să îi distragă atenția de la probleme sau sentimente negative, probabil că se vor întoarce la Internet pentru a scăpa de acele sentimente evidențiate de o pierdere a controlului, de gestionarea incorectă a timpului, de pofta și de creșterea problemelor sociale. Rolul proceselor de întărire și de condiționare a fost bine descris în literatura de specialitate privind dezvoltarea și întreținerea tulburărilor legate de substanțe (de exemplu, Robinson și Berridge, 2001, 2008; Kalivas și Volkow, 2005; Everitt și Robbins, 2006). Am susținut, de asemenea, că întărirea pozitivă și negativă a stilului de coping și a așteptărilor de utilizare a internetului duce succesiv la pierderea controlului cognitiv asupra utilizării internetului, care este mediată de funcționarea prefrontală (executivă)Brand și colab., 2014).

Deși acest model se potrivește bine cu literatura anterioară cu privire la principalele constatări cu privire la mecanismele psihologice din spatele AI (a se vedea prezentările de la Kuss și Griffiths, 2011a,b; Griffiths, 2012) și, de asemenea, cu foarte recente corelații neuropsihologice și neuroimagistice ale GIA și tipuri distincte de SIA (Kuss și Griffiths, 2012; Brand și colab., 2014), acest model are încă nevoie de dovezi empirice în ceea ce privește valabilitatea incrementală. În acest studiu, ne-am propus să traducem ipotezele rezumate în modelul teoretic asupra GIA prezentate mai sus într-un model statistic la nivelul variabilelor latente și să testăm efectele predictorului și mediatorului asupra severității simptomelor GIA, folosind o populație de Internet la scară largă. Folosind măsuri psihologice și de personalitate validate, am evaluat mai întâi caracteristicile fundamentale ale persoanelor în prezicerea unei utilizări excesive și dependente de Internet într-un mod generalizat. Folosind o măsură validată de coping și o măsură recent dezvoltată a așteptărilor privind utilizarea internetului, am testat dacă abilitățile slabe de coping și așteptările de utilizare a internetului (cum ar fi utilizarea Internetului pentru a scăpa de sentimente negative sau situații neplăcute) mediază legătura dintre caracteristicile principale ale persoanei și simptomele GIA.

Materiale și metode

Modelul operațional

Am tradus mai întâi modelul teoretic descris în introducere și ilustrat în articolul de la Brand și colab. (2014) într-un model statistic testabil și operațional. Pentru fiecare dintre dimensiunile menționate în modelul teoretic, am ales cel puțin două variabile manifeste pentru a construi un model de ecuație structurală (SEM) la nivel latent. Pentru fiecare variabilă, am folosit o scală specifică (fiecare constând din mai multe elemente, vezi descrierea instrumentelor de mai jos) pentru a operaționaliza variabilele manifeste. Acest model operațional ca SEM la nivel latent este prezentat în Figura 1.

 

FIGURA 1. Modelul operaționalizat, incluzând principalele ipoteze ale modelului teoretic asupra GIA, asupra dimensiunii latente.

Subiecții

Folosind un sondaj online cuprinzător, am avut respondenți 1148. După excluderea participanților la 129 din cauza datelor incomplete în scale psihometrice, eșantionul final a constat din N = 1019. Participanții au fost recrutați de reclame, platforme Internet (contul Facebook al echipei General Psychology: Cognition), listele de e-mail pentru studenții de la Universitatea din Duisburg-Essen și prin fluturași în pub-uri și baruri locale, recomandări pentru gura. Anunțurile, e-mailurile și pliantele au inclus o declarație conform căreia participanții pot participa la un concurs care are șansa de a câștiga unul dintre următoarele elemente: (1) iPad, (2) iPad mini, (3) iPod nano, (4 ) iPod shu ffl e, 20 Amazon carduri cadou (50 euro fiecare). Studiul a fost aprobat de comitetul local de etică.

Vârsta medie a eșantionului final a fost de 25.61 ani (SD = 7.37). Eșantionul a inclus 625 (61.33%) femei și 385 (37.78%) bărbați (nouă voluntari nu au răspuns la această întrebare). În ceea ce privește situația vieții private, 577 de participanți (56.62%) trăiau într-o relație sau erau căsătoriți și 410 (40.24%) au declarat că nu au o relație actuală (32 de participanți nu au răspuns la această întrebare). La momentul evaluării, 687 de participanți (67.42%) erau studenți, 332 de participanți (32.58%) aveau un loc de muncă regulat (fără experiența noastră academică). Din întregul eșantion, 116 participanți (11.4%) au îndeplinit criteriile pentru utilizarea problematică a internetului [limită> 30 în scurtul test de dependență de Internet (s-IAT), a se vedea descrierea instrumentului de mai jos] și 38 de participanți (3.7%) pentru o utilizare patologică a internetului (> 37 în s-IAT). Timpul mediu petrecut pe internet a fost de 972.36 min / săptămână (SD = 920.37). Din întregul eșantion, 975 de persoane au folosit site-uri de socializare / comunicare (M_{min / săptămână} = 444.47, SD = 659.05), persoanele 998 (97.94%) au căutat informații pe Internet (M_{min / săptămână} = 410.03, SD = 626.26), persoanele fizice 988 (96.96%) au folosit site-urile de cumpărături (M_{min / săptămână} = 67.77, SD = 194.29), jocurile online au fost folosite de participanții la 557 (54.66%, M_{min / săptămână} = 159.61, SD = 373.65), jocurile de noroc online au fost efectuate de participanții la 161 (15.80%, M_{min / săptămână} = 37.09, SD = 141.70), iar cybersex a fost utilizat de indivizi 485 (47.60%, M_{min / săptămână} = 66.46, SD = 108.28). În ceea ce privește utilizarea mai multor aplicații Internet, participanții 995 (97.64%) au raportat că utilizează în mod regulat trei sau mai multe dintre aplicațiile Internet menționate mai sus.

Instrumente

Test de dependență de Internet scurt (s-IAT)

Simptomele EI au fost evaluate cu versiunea germană scurtă a Testului de dependență de Internet (Pawlikowski și colab., 2013), care se bazează pe versiunea originală dezvoltată de Tânăr (1998). În versiunea scurtă (s-IAT), 12 elemente trebuie să răspundă pe o scară de cinci puncte variind de la 1 (= niciodată) la 5 (= foarte des), rezultând scoruri sumare cuprinse între 12 și 60, în timp ce scorurile> 30 indică o utilizare problematică a Internetului și scorul> 37 indică utilizarea patologică a internetului (Pawlikowski și colab., 2013). S-IAT este alcătuită din doi factori: pierderea controlului / gestionarea timpului și problemele de pofta / sociale (fiecare având șase articole). Deși elementele 12 se încarcă pe doi factori atât în ​​analiza factorului de explorare cât și a factorului de confirmare (CFA; Pawlikowski și colab., 2013), captează simptomele cheie ale IA, așa cum este descris, de exemplu, în modelul de componente de către (Griffiths, 2005). Primul subscale "pierderea controlului / gestionarea timpului" evaluează cât de puternică este o persoană care suferă de problemele de gestionare a timpului din viața de zi cu zi datorită utilizării sale pe Internet (de exemplu: "Cât de des neglijezi treburile casnice de a petrece mai mult timp online? "Cât de des pierzi somnul din cauza întârzierii online la noapte?"). Elementele din acest subscale evaluează, de asemenea, consecințele negative cauzate de excesivitatea utilizării internetului (de exemplu, "Cât de des suferă notele sau școala dvs. din cauza timpului petrecut online?"). De asemenea, se măsoară dacă subiecții se confruntă cu pierderea controlului asupra utilizării lor pe internet și dacă au încercat să reducă utilizarea internetului și au eșuat (de exemplu, "Cât de des găsiți că stați online mai mult decât intenționați?" Și "Cât de des încercați să reduceți timpul petrecut online și să nu reușiți? "). Toate articolele nu măsoară timpul petrecut online, ci indiferent dacă aceștia se confruntă sau nu cu o pierdere de control în ceea ce privește utilizarea internetului și problemele în viața de zi cu zi ca urmare a utilizării lor pe internet. Al doilea subscale "pofta / problemele sociale" măsoară efectele utilizării excesive a internetului asupra interacțiunilor sociale și preocupării cu mediul (de exemplu, "Cât de des vă simțiți preocupat de Internet atunci când o faceți sau vă imaginați că sunteți online?"). Elementele din acest subscale, de asemenea, evaluează problemele inter-personale (de exemplu: Cât de multe ori faceți clic, strigați sau acționați deranjați dacă cineva vă deranjează în timp ce sunteți online?) Și reglementarea dispoziției (de exemplu, "Cât de des vă simțiți deprimați, , sau nervos atunci când sunteți o ffl ine, care dispare odată ce sunteți din nou online?). Toate articolele includ termenii "Internet" sau "online" în general, fără a se concentra asupra unei anumite aplicații. În instrucțiuni, participanții au fost informați că toate întrebările se referă la utilizarea lor generală a Internetului, inclusiv la toate aplicațiile utilizate.

S-IAT are proprietăți psihometrice bune și valabilitate (Pawlikowski și colab., 2013). În eșantionul nostru, consistența internă (a lui Cronbach) a fost 0.856 pentru întreaga scară, 0.819 pentru pierderea factorului de control / control al timpului și 0.751 pentru problemele de craving / probleme sociale.

Scurt Simptom Inventory - depresie subscale

Simptomele depresiei au fost evaluate cu versiunea germană (Franke, 2000) a depresiei subscale a Inventarului Scurt Simptom (Boulet și Boss, 1991; Derogatis, 1993). Scala cuprinde șase articole care evaluează simptomele depresive pentru ultimele zile 7. Răspunsurile trebuie furnizate pe o scară de cinci puncte, de la 0 (= deloc) la 4 (= extrem). Consistența internă (a lui Cronbach) în eșantionul nostru a fost 0.858.

Scurt Simptom Inventory - subscale sensibilitate interpersonală

Simptomele anxietății sociale și sensibilității interpersonale au fost evaluate cu versiunea germană (Franke, 2000) a sensibilității interpersonale subscale a Inventarului Scurt Simptom (Boulet și Boss, 1991; Derogatis, 1993). Scala este formată din patru elemente și răspunsurile trebuie furnizate pe o scară de cinci puncte, variind de la 0 (= deloc) la 4 (= extrem). Consistența internă (a lui Cronbach) în eșantionul nostru a fost 0.797.

Scala de stima de sine

Stima de sine a fost evaluata de scala de stima de sine (Rosenberg, 1965). Aici am folosit versiunea germană modificată (Collani și Herzberg, 2003), care cuprinde zece articole. Răspunsurile trebuie furnizate pe o scară în patru puncte, variind de la 0 (= puternic nesoluționată) la 3 (= puternic de acord). Consistența internă (a lui Cronbach) în eșantionul nostru a fost 0.896.

Scala de auto-eficacitate

Auto-eficacitatea a fost evaluată de Scala de auto-eficacitate (Schwarzer și Ierusalim, 1995), care constă din elemente 10. Răspunsurile trebuie să fie date pe o scară în patru puncte, variind de la 1 (= nu este adevărat) la 4 (= exact adevărat). Consistența internă (a lui Cronbach) în eșantionul nostru a fost 0.863.

Inventarul Trier pentru stres cronic

Vulnerabilitatea stresului a fost măsurată prin versiunea de screening a Trier Inventory for Stress Stress (TICS; Schulz și colab., 2004). Ecranul conține elemente 12 despre expunerea la stres în ultimele 3 luni. Fiecărei instrucțiuni trebuie să se răspundă pe o scară de cinci puncte, variind de la 0 (= niciodată) la 4 (= foarte des). Consistența internă (a lui Cronbach) în eșantionul nostru a fost 0.908.

Singurătatea scară

Versiunea scurtă a Scalei de Singuratate (De Jong Gierveld și Van Tilburg, 2006) a fost utilizat pentru a măsura sentimentele de singurătate (subscala singurătatea emoțională, trei elemente) și suportul social perceput (subscale de sprijin social, trei elemente). Toate afirmațiile trebuie să răspundă pe o scală de cinci puncte de la 1 (= nu!) La 5 (= da!). Consistența internă (a lui Cronbach) în eșantionul nostru a fost 0.765 pentru singurătatea emoțională subscală și 0.867 pentru suportul social subscale.

Scurt COPE

Scurta COPE (Carver, 1997) măsoară stilul de abordare în mai multe subdomenii diferite. Aici am folosit trei subscale ale versiunii germane (Knoll și colab., 2005): negarea, utilizarea substanțelor și dezangajarea comportamentală. Fiecare subclasă a fost reprezentată de două elemente, cărora trebuia să li se răspundă pe o scală în patru puncte, de la 1 (= nu am făcut deloc acest lucru) la 4 (= am făcut acest lucru mult). Consistența internă (a lui Cronbach) în eșantionul nostru a fost 0.561 pentru refuzul subscalei, 0.901 pentru utilizarea substanței subscale și 0.517 pentru dezangajarea comportamentală a subscalei. Având în vedere că cântarele constau doar din două elemente și având în vedere că instrumentul a fost utilizat în mai multe studii de validare, inclusiv rapoarte privind fiabilitatea retestării, considerăm fiabilitatea ca acceptabilă.

Internet Utilizați Scale Expectancies

Pentru a evalua așteptările de utilizare a Internetului, am dezvoltat o nouă scară care constă, în prima versiune, de articole 16. Elementele reflectă anumiți factori motivatori principali, cum ar fi, de exemplu, raportate de către Xu și colab. (2012) și de asemenea Yee (2006). Elementele au fost atribuite a priori la două scale (fiecare având opt itemi): așteptările privind utilizarea internetului care reflectă o întărire pozitivă (de exemplu, "folosesc Internetul pentru a experimenta plăcerea") și cele care reflectă o întărire negativă (de exemplu, "folosesc Internetul pentru a distrage atenția de la probleme"). Toate răspunsurile au fost furnizate pe o scară de șase puncte, variind de la 1 (= total dezacord) la 6 (= total de acord). Pe baza datelor colectate în acest studiu (N = 1019), am efectuat o analiză a factorului de explorare (EFA). Horn (1965) analiza paralelă și testul parțial mediu minim (MAP) (Velicer, 1976) au fost utilizate pentru a determina numărul corespunzător de factori. Această procedură a dus la o soluție stabilă cu două factori. A fost efectuată o EFA cu analiza principală a componentelor și rotația varimax pentru a evalua structura Scalei de utilizare a intervalelor de utilizare (IUES). Rezultatele EFA au fost încheiate cu o versiune finală 8-item a IUES cu rămășițele de structură cu două factori (tabelul 1). Cu acești doi factori, am observat o explicație a varianței de 63.41%. Primul factor conține patru elemente cu sarcini mari la factorul principal (> 0.50) și sarcini mici la celălalt factor (<0.20) și se referă la speranțele pozitive, așa că am numit acest factor „speranțe pozitive”. Al doilea factor constă din patru elemente cu încărcări mari pe factorul principal (> 0.50) și sarcini scăzute pe celălalt factor (<0.20) și toate articolele legate de utilizarea internetului pentru a evita sau reduce sentimentele sau gândurile negative, așa că am denumit acest lucru factorul „speranțe de evitare”. Ambii factori au o bună fiabilitate („speranțe pozitive”: α de Cronbach = 0.832 și „speranțe de evitare” α de Cronbach = 0.756). Cei doi factori au fost corelați semnificativ (r = 0.496, p <0.001) cu efect moderat (Cohen, 1988).

 

TABELUL 1. Factorii de încărcare și fiabilitatea celor doi factori ai IUES, mijloacele elementelor nominale și numerele de articole.

Pentru a asigura structura factorială a instrumentului, am evaluat un eșantion suplimentar de subiecți 169 (vârsta medie = 21.66, SD = 2.69, femele 106) pentru aplicarea unei CFA. CFA a fost făcută cu MPlus (Muthén și Muthén, 2011). Pentru evaluarea potrivirii modelului, am aplicat criterii standard (Hu și Bentler, 1995, 1999): Indicii de potrivire comparativ (CFI / TLI; valorile deasupra 0.08 indică o potrivire bună, valorile deasupra 0.90 se potrivesc excelent), iar media rădăcinii pătrate eroare de aproximare (RMSEA; "test de potrivire strânsă"; o valoare sub 0.95 cu o valoare de semnificație sub 0.08 indică o potrivire acceptabilă). CFA a confirmat soluția cu două factori pentru IUES cu parametri de potrivire excelentă: RMSEA a fost 0.05, CFI a fost 0.047, CFL a fost 0.984, iar SRMR a fost 0.975. The χ² testul nu a fost semnificativ, χ² = 24.58, p = 0.137 care indică faptul că datele nu s-au abătut semnificativ față de modelul teoretic (soluție de doi factori, așa cum se arată în tabel 1). Acest eșantion a fost colectat numai pentru CFA. Datele nu au fost incluse în analizele ulterioare.

Analize statistice

Au fost efectuate proceduri statistice standard cu SPSS 21.0 pentru Windows (IBM SPSS Statistics, lansat 2012). Corelațiile Pearson au fost calculate pentru a testa relațiile de ordin zero între două variabile. Pentru a controla datele pentru valori extreme, am creat o variabilă aleatoare distribuită în mod normal, cu aceeași deviație standard medie, pe care am găsit-o în s-IAT (scorul global). Această variabilă aleatorie ar trebui să nu fie teoretic legată de toate variabilele de interes, în cazul în care corelațiile nu au fost influențate de valorile depășite ale datelor. Toate corelațiile cu variabila aleatoare au fost foarte scăzute, rs <0.049, indicând faptul că nu au existat valori aberante substanțial influente în oricare dintre scale din eșantionul final (N = 1019). În plus, scatterloturile între variabile au fost controlate vizual. Din nou, nu au fost găsite valori extreme. Prin urmare, analizele au fost efectuate cu toți subiecții.

Analiza SEM a fost calculată cu MPlus 6 (Muthén și Muthén, 2011). Nu exista date lipsă. Înainte de testarea modelului complet, s-au testat amprentele dimensiunilor latente utilizând CFA în MPlus. Pentru ambele SEM și CFA, a fost aplicată estimarea parametrilor de probabilitate maximă. Pentru evaluarea potrivirii modelului, am aplicat criteriile standard (Hu și Bentler, 1995, 1999) așa cum a fost deja descris în secțiunea anterioară. Pentru aplicarea analizei mediatorilor a fost necesar, conform Baronul și Kenny (1986), că toate variabilele incluse în mediere ar trebui să se coreleze între ele. De asemenea, am folosit regresii moderate pentru analizarea efectelor potențiale ale moderatorului ca analize suplimentare pentru o conceptualizare alternativă a conceptului de coping.

REZULTATE

Valori descriptive și corelații

Estimările medii ale eșantioanelor în s-IAT și toate celelalte scale aplicate pot fi găsite în Tabelul 2. Scorul mediu s-IAT de M = 23.79 (SD = 6.69) este destul de comparabil cu scorul raportat de Pawlikowski și colab. (2013) pentru un eșantion de subiecți 1820 din populația generală (scorul mediu s-IAT a fost M = 23.30, SD = 7.25). Corelațiile bivariate dintre s-IAT (scorul sumă) și scorurile din chestionarele și scările administrate sunt prezentate în tabel 3.

 

TABELUL 2. Scorurile medii ale scalelor aplicate.

 

TABELUL 3. Corelațiile bivariate dintre s-IAT (scorul sumă) și scorurile din chestionarele administrate.

Dimensiunile latente ale modelului propus în analiza factorului de confirmare

Pentru a testa sistematic modelul teoretic propus, am analizat mai întâi modelul de factor, ceea ce înseamnă că a fost testat dacă dimensiunile latente sunt reprezentate în mod acceptabil de variabilele manifeste. Prin urmare, CFA a fost efectuată cu cele șase dimensiuni latente (o dimensiune dependentă, trei dimensiuni ale predictorului, două dimensiuni mediator). RMSEA a fost 0.066 cu p <0.001, CFI a fost 0.951, TLI a fost 0.928 și SRMR a fost 0.041, indicând o potrivire bună a modelului.

Prima dimensiune latentă "simptomele GIA" a fost reprezentată bine de scorurile din cei doi factori ai s-IAT (pierderea controlului / gestionarea timpului și problemele de poftă / socială) așa cum se intenționa. Prima variabilă predictivă "simptome psihopatologice" a fost semnificativ reprezentată de cele două subscale ale BSI (depresie și sensibilitate interpersonală). Dimensiunea "aspectelor de personalitate" a fost bine reprezentată de cele trei variabile evidente (eficacitatea de sine, stima de sine și vulnerabilitatea la stres), iar ultima dimensiune a predictorului "cogniții sociale" a fost reprezentată bine de cele două subscale ale scalei de singurătate singurătate și sprijin social). Rezultatele au arătat că prima ipoteză a dimensiunii mediatorului "coping" a fost bine reprezentată de cele trei subscale ale COPE (negarea, abuzul de substanțe și dezangajarea comportamentală), iar cea de-a doua dimensiune a mediatorului "așteptările de utilizare a internetului" a fost bine reprezentată de cei doi factori IUES așteptări pozitive și așteptări de evitare).

În general, CFA a indicat că dimensiunile latente sunt reprezentate acceptabil de variabilele manifeste. Numai în dimensiunea care face obiectul abuzului de substanță la scară are o încărcare mai slabă a factorului (β = 0.424), dar încă semnificativă (p <0.001) și, prin urmare, suficient, având în vedere că modelul general se potrivește bine cu datele. Toate încărcările factorilor și erorile standard sunt prezentate în tabel 4.

 

TABELUL 4. Coeficienții încărcărilor variabilelor manifestate pe dimensiunile latente, testate cu CFA în MPlus.

Modelul de ecuație structurală completă

Modelul teoretic propus pentru dimensiunea latentă cu variabila dependentă GIA (modelată de cei doi factori s-IAT) a dat o bună potrivire cu datele. RMSEA a fost 0.066 cu p <0.001, CFI a fost 0.95, TLI a fost 0.93 și SRMR a fost 0.041. Χ² testul a fost semnificativ, χ² = 343.89, p <0.001, ceea ce este normal, având în vedere dimensiunea mare a eșantionului. Cu toate acestea, χ² testul pentru modelul de bază a fost, de asemenea, semnificativ, cu un exces mult mai mare² valoare, χ² = 5745.35, p <0.001. Pe scurt, datele s-au potrivit bine cu modelul teoretic propus. În general, proporția mare de 63.5% din varianța GIA a fost explicată semnificativ de SEM complet (R² = 0.635, p <0.001). Modelul și toate efectele directe și indirecte sunt prezentate în figura 2.

 

FIGURA 2. Rezultatele modelului de ecuație structurală, incluzând factorii de încărcare a dimensiunilor latente, β-greutăți, p-value și reziduuri. ***p <0.001.

Toate cele trei efecte directe ale predictorilor asupra GIA nu au fost semnificative (Figura 2). Dar rețineți că efectul direct al aspectelor psihopatologice variabile latent nu a reușit să ajungă la o semnificație p = 0.059. Aici, trebuie considerat că β-greutatea a fost negativă, indicând faptul că - în cazul în care s-ar interpreta efectul direct semnificativ marginal - depresia mai mare și anxietatea socială merg mână în mână cu simptome mai mici ale GIA dacă efectul indirect din aspectele psihopatologice peste cele două variabile ale mediatorului (coping și așteptările de utilizare a internetului) sunt parțial împărțite. Efectele directe ale celor două variabile ale predictorului latent, aspectele psihopatologice și personalitatea asupra ambelor variabile latente ale copiilor și asupra așteptărilor de utilizare a internetului au fost semnificative. Dimpotrivă, efectele directe ale cognițiilor sociale variabile latente asupra așteptărilor copiilor și a utilizării internetului nu au fost semnificative, ceea ce înseamnă că aceste efecte nu au fost semnificative atunci când au fost controlate pentru efectele celorlalte două dimensiuni latente.

Cu toate acestea, efectele cognițiilor sociale asupra așteptărilor de utilizare a Internetului nu au reușit să ajungă la o semnificație p = 0.073. Efectele directe ale copiilor asupra GIA (p <0.001) și din speranțele de utilizare a internetului (p <0.001) au fost semnificative cu dimensiuni puternice ale efectului.

Efectul indirect al aspectelor psihopatologice asupra copiei la GIA a fost semnificativ (β = 0.173, SE = 0.059, p = 0.003). De asemenea, efectul indirect al aspectelor psihopatologice asupra așteptărilor de utilizare a internetului la GIA a fost semnificativ (β = 0.159, SE = 0.072, p = 0.027). Efectul indirect din aspectele de personalitate asupra copingului cu GIA a fost de asemenea semnificativ (β = -0.08, SE = 0.041, p = 0.05), dar dimensiunea efectului a fost foarte mică. Efectul indirect al aspectelor de personalitate asupra așteptărilor de utilizare a internetului la GIA a fost semnificativ (β = -0.160, SE = 0.061, p = 0.009). Ambele efecte indirecte ale cognițiilor sociale asupra copingului (β = 0.025, SE = 0.030, p = 0.403) și cunoașterea socială a speranțelor de utilizare a internetului (β = -0.08, SE = 0.045, p = 0.075) la GIA nu au fost semnificative. Modelul cu toate încărcările factorilor și β-weights este prezentată în Figura 2. Aspectele psihopatologice ale dimensiunii latente au fost corelate în mod semnificativ cu aspectele de personalitate ale dimensiunii latente (r = -0.844, p <0.001) și cu dimensiunea latentă a cognițiilor sociale (r = -0.783, p <0.001). De asemenea, cele două dimensiuni latente au fost corelate aspectele personalității și cognițiile sociale (r = 0.707, p <0.001).

Analize suplimentare

Modelul descris a fost unul argumentat teoretic și, în consecință, cel pe care l-am testat mai întâi. Cu toate acestea, am testat mai târziu câteva modele sau părți separate ale modelului pentru a înțelege mai bine mecanismele de bază ale GIA în detaliu. Prima problemă pe care am abordat-o a fost efectul psihopatologiei asupra GIA, deoarece am considerat interesant că efectul direct, deși nu semnificativ, a fost negativ în SEM (vezi Figura 2), deși la nivel bivariat, corelațiile au fost pozitive. Modelul simplu cu aspecte psihopatologice (reprezentat de depresia BIS și anxietatea socială BSI) ca predictor și GIA (reprezentat de cei doi factori s-IAT) ca variabilă dependentă a avut o potrivire adecvată a modelului (toți indicatorii fit sunt mai buni decât acceptați) a fost pozitiv (β = 0.451, p <0.001). De asemenea, am calculat modelul fără cei doi mediatori, ceea ce înseamnă că aspectele psihopatologice, aspectele personalității și aspectele sociale au servit drept predictori direcți, iar GIA a fost variabila dependentă (toate variabilele la nivel latent cu aceleași variabile utilizate în întregul SEM, vezi Figura 2). Modelul fără mediatori a avut, de asemenea, indicatori de potrivire (cu o singură excepție: RMSEA a fost puțin mai mare cu 0.089), iar efectele directe asupra GIA (cei doi factori s-IAT) au fost: efectul aspectelor psihopatologice asupra GIA β = 0.167, p = 0.122; efectul aspectelor de personalitate asupra GIA β = -0.223, p = 0.017; și efectul aspectelor sociale asupra GIA β = -0.124, p = 0.081. Rețineți că efectul aspectelor psihopatologice asupra GIA este încă pozitiv în acest model (dar nu semnificativ) atunci când efectul este controlat pentru efectele personalității și aspectelor sociale. Luate împreună, rezultatele SEM-ului general vorbesc despre o mediere completă a efectului aspectelor psihopatologice asupra GIA de către cei doi mediatori (coping și expectanțe), care este subliniat în continuare de cele două analize suplimentare care arată că efectul pozitiv pe un nivel bivariat și în modelul simplu este redus prin includerea unor variabile suplimentare ca predictori.

Avem o abordare conceptualizată teoretic ca mediator (Brand și colab., 2014). Cu toate acestea, se poate argumenta, de asemenea, că copingul nu mediază efectul aspectelor psihopatologice, ci acționează ca moderator. Pentru a ne asigura că este adecvată conceptualizarea copierii ca mediator în locul unui moderator, am calculat suplimentar unele analize ale moderatorului folosind analize de regresie moderată. Când aspectele psihopatologice (β = 0.267) și copingul (β = 0.262) explică variația în s-IAT, de exemplu, folosind aspecte psihopatologice ca predictor, coping ca moderator și s-IAT (scorul sum) semnificativ (ambele p <0.001), dar interacțiunea lor nu adaugă în mod semnificativ explicația varianței (modificări în R² = 0.003, p = 0.067, β = -0.059), iar creșterea efectului de moderator este aproape zero (0.3%).

De asemenea, am considerat vârsta și sexul ca variabile potențiale care pot avea un efect asupra structurii modelului. Pentru a testa acest lucru, am calculat mai întâi corelațiile bivariate dintre vârstă și toate celelalte variabile, rezultând corelații foarte scăzute. Era doar o corelație r = 0.21 (speranța de vârstă și de evitare), care are încă un efect redus (Cohen, 1988), iar toate celelalte corelații au avut efecte între r = 0.016 și r = 0.18 cu majoritatea fiind r <0.15 și r <0.10. Corelația dintre vârstă și s-IAT a fost, de asemenea, foarte scăzută cu r = -0.14 (deși semnificativ la p <0.01, ceea ce este clar într-un eșantion atât de mare). Pe scurt, cerințele pentru includerea vârstei în modelul de mediere nu au fost îndeplinite (Baronul și Kenny, 1986) și am decis să nu includem vârsta într-un model suplimentar. În ceea ce privește sexul, am comparat scorurile medii ale grupurilor de toate scalele utilizate și am constatat doar o diferență semnificativă între grupuri (anxietatea socială a BSI, femeile au scoruri mai mari cu un efect redus al d = 0.28, toate celelalte efecte au fost mai mici decât 0.28, efectul pentru scorul s-IAT a fost d = 0.19). Cu toate acestea, am testat dacă structura modelului este diferită pentru femei și bărbați utilizând analiza structurii medii în analiza SEM. Aceasta înseamnă că am testat dacă SEM (a se vedea Figura 2) este egală pentru participanții de sex masculin și de sex feminin. H0-ul acestui test este: modelul teoretic = model pentru grupul "bărbați" = model pentru grupul "femei". Indicii potriviți au fost acceptabili, indicând faptul că structura relațiilor nu a fost semnificativ diferită pentru bărbați și femei. RMSEA a fost 0.074 cu p <0.001, CFI a fost 0.93, TLI a fost 0.91 și SRMR a fost 0.054. Χ² testul a fost semnificativ, χ² = 534.43, p <0.001, ceea ce este normal, având în vedere dimensiunea mare a eșantionului. Cu toate acestea, χ² testul pentru modelul de bază a fost, de asemenea, semnificativ, cu un exces mult mai mare² valoare, χ² = 5833.68, p <0.001. Contribuția la χ² din modelul testat de bărbați și femei au fost comparabile (χ² contribuțiile femeilor = 279.88, χ² contribuții ale bărbaților = 254.55). Deși structura generală a modelului nu este semnificativ diferită pentru bărbați și femei, am inspectat calea simplă și am găsit trei diferențe. Calea de la aspectele de personalitate la coping a fost semnificativă la bărbați (β = -0.437, p = 0.002), dar nu la femei (β = -0.254, p = 0.161) și efectul de la aspectele de personalitate asupra așteptărilor a fost semnificativ la bărbați (β = -0.401, p = 0.001), dar nu la femei (β = -0.185, p = 0.181). În plus, efectul de la aspectele psihopatologice asupra așteptărilor a fost semnificativ la femei (β = 0.281, p = 0.05), dar nu la bărbați (β = 0.082, p = 0.599). Toate celelalte efecte și reprezentarea dimensiunilor latente nu au fost diferite între bărbați și femei și, de asemenea, nu diferă de modelul general ilustrat în figură 2. Pe scurt, întregul model testat este valabil pentru bărbați și femei, deși efectul negativ al aspectelor de personalitate asupra copingului și așteptărilor este mai prezent la bărbați comparativ cu femeile, iar efectul de la aspectele psihopatologice asupra așteptărilor este prezent la femei, dar nu la bărbați .

Discuție

Am introdus un nou model teoretic privind dezvoltarea și menținerea unei utilizări dependente de Internet (Brand și colab., 2014), care se bazează pe principalele argumente Davis (2001) care a sugerat pentru prima dată o diferențiere între o suprasolicitare generalizată a Internetului (GIA) și o dependență specifică la anumite aplicații Internet (SIA). În studiul actual, am tradus modelul teoretic pe GIA într-un model operațional la nivel latent și testat statistic SEM utilizând un sondaj online privind o populație Internet a respondenților 1019. Sa constatat că un model general se potrivește perfect cu datele și SEM ipotetizat, care reprezintă fatetele principale ale modelului teoretic și explică 63.5% din varianța simptomelor GIA măsurate prin s-IAT (Pawlikowski și colab., 2013).

Modelul este primul care leagă elementele asociate cu IA, cum ar fi depresia, anxietatea socială, stima de sine scăzută, eficacitatea scăzută de sine și vulnerabilitatea la stres mai mare. Bazat pe accentul cognițiilor legate de dezvoltarea IA și de comportamentul de dependență în general (Lewis și O'Neill, 2000; Dunne și colab., 2013; Newton și colab., 2014), modelul investighează dacă două variabile mediator (stiluri de coping și așteptări de utilizare a internetului) influențează efectele directe ale variabilelor predictor (psihopatologie, personalitate și cogniții sociale) asupra dezvoltării GIA. Rezultatele arată că atât stilurile de coping cât și speranțele de utilizare a internetului joacă un rol semnificativ.

Toate variabilele (predictorii și mediatorii) incluși în model au fost semnificativ corelați cu scorul s-IAT la un nivel bivariat. Acest lucru este, în principiu, în concordanță cu cercetarea anterioară a relațiilor bivariate dintre simptomele IA și aspectele de personalitate, simptomele psihopatologice și alte variabile ale persoanelor, așa cum se menționează în Introducere. Cu toate acestea, în analiza SEM, toate efectele directe ale celor trei predictori principali (la dimensiunea latentă) nu mai erau semnificative atunci când au fost incluși mediatorii ipotezați în model. Aceasta înseamnă că aspectele psihopatologice (depresia, anxietatea socială), aspectele de personalitate (respectul de sine, eficacitatea de sine și vulnerabilitatea la stres), precum și cognițiile sociale (singurătatea emoțională, asistența socială percepută) nu influențează direct simptomele GIA, influența lor este mediată fie de un stil de coping disfuncțional, fie de așteptările de utilizare a internetului sau de ambele. Cu toate acestea, aspectele psihopatologice și aspectele de personalitate prevăd în mod semnificativ atât stilul de coping disfuncțional, cât și așteptările de utilizare a internetului. Cognițiile sociale nu sunt însă în mod semnificativ legate de coping și așteptări, când impactul lor relativ este controlat pentru efectele aspectelor psihopatologice și de personalitate (însă, rețineți că cele trei dimensiuni latente ale predictorului au fost corelate semnificativ și că efectul cognițiilor sociale asupra utilizării internetului așteptările nu au reușit să ajungă la o semnificație). Efectele directe ale stilului de adaptare și ale așteptărilor asupra simptomelor de GIA au fost semnificative. În concluzie, studiul actual, deși cu o populație nonclinică, confirmă nu numai concluziile anterioare privind relevanța stilului de coping și tratarea evenimentelor de viață stresante (Kardefelt-Winther, 2014; Tang și colab., 2014; Tonioni și colab., 2014), precum și așteptările privind utilizarea internetului (Turel și Serenko, 2012; Xu și colab., 2012; Lee și colab., 2014) pentru dezvoltarea sau menținerea simptomelor GIA, dar subliniază în mod explicit rolul de a face față și așteptările ca mediatori în procesul care stă la baza GIA.

Modelul a fost testat cu o populație online mare. Modelul trebuie testat cu eșantioane clinice clar definite, cum ar fi persoanele care caută tratament. Sensul modelului ar fi mai robust cu o populație clinică pentru a atrage implicații clinice mai precise. Deși 11.3% din eșantion a raportat o utilizare problematică la Internet și 3.7% s-au descris ca având o utilizare dependență de Internet, acest studiu este considerat doar un aspect inițial pentru a vedea dacă modelul funcționează și atrage inferențe statistice care ar putea avea relevanță clinică. Cu toate acestea, ca un nou model cu semnificație statistică, folosind o varietate de teste psihologice și de personalitate pentru utilizatorii online, câteva implicații clinice, care pot inspira cercetări viitoare, pot fi făcute cu prudență.

În primul rând, persoanele cu dizabilități care se confruntă cu probleme în viața lor și care au așteptări ca Internetul să poată fi utilizate pentru a crește pozitiv sau pentru a reduce starea de spirit negativă pot avea o probabilitate mai mare de a dezvolta GIA. Mai mult, efectele aspectelor psihopatologice atât asupra copingului disfuncțional, cât și asupra așteptărilor de utilizare a internetului au fost pozitive, ceea ce indică faptul că simptomele mai mari ale depresiei și anxietății sociale pot crește riscul pentru strategiile de coping disfuncțional și, de asemenea, așteptările pe care Internetul le oferă ajutor pentru stres sau negativ dispozitie. Numai atunci când aceste procese acționează în mod concertat, adică combinarea simptomelor psihopatologice și a copingilor / așteptărilor, probabilitatea de a utiliza Internetul dependență pare să crească.

În al doilea rând, deși numărul studiilor privind tratamentul GIA este limitat, meta-analiza publicată de Winkler și colab. (2013) susține că terapia cognitiv-comportamentală este metoda de alegere. Acest lucru se bazează în special pe analiza efectelor tratamentului asupra timpului petrecut online, depresiei și simptomelor de anxietate. De fapt, terapia cognitiv-comportamentală pentru IA (CBT-IA; Young, 2011a) a fost identificată ca cea mai răspândită formă de tratare a IA (Cash et al., 2012). În cadrul tratamentului cognitiv-comportamental al GIA propus de Tânăr (2011a), caracteristicile individuale, precum și așteptările de utilizare a copiilor și a utilizării Internetului au fost deja presupuse a fi relevante în tratamentul GIA, dar dovezile empirice au fost foarte rare (de exemplu, Young, 2013).

Constatările prezentate în acest studiu oferă o altă sursă de dovezi care arată că terapia cognitiv-comportamentală și CBT-IA pot lucra pentru a trata AI. Cognițiile specifice ale persoanei (stilul de coping și speranțele de utilizare a internetului) mediază impactul simptomelor psihopatologice (depresia, anxietatea socială), trăsăturile de personalitate și cunoașterea socială (singurătatea, sprijinul social) asupra simptomelor GIA. Folosind terapia cognitivă, accentul în evaluarea trebuie să includă identificarea cognițiilor disfuncționale care trebuie abordate. Aceasta este, după examinare, clinicienii ar trebui să examineze așteptările de utilizare a internetului pentru a înțelege nevoile clientului și ce moduri îl consideră clientul că poate satisface Internetul.

Alternativ, concluziile sugerează, de asemenea, că terapia ar trebui să abordeze cognițiile maladaptive asociate cu utilizarea disfuncțională a internetului. Aceste constatări confirmă studiile anterioare care au evidențiat cogniții maladaptive, cum ar fi overgeneralizarea, evitarea, suprimarea, mărirea, rezolvarea problemelor maladaptive sau conceptele negative de sine asociate cu utilizarea dependenței de Internet (Young, 2007). O implicare clinică a acestor constatări este că terapia ar trebui să se aplice restructurării cognitive și reframează pentru a combate gândurile care duc la dependența de Internet. De exemplu, un pacient care suferă de GIA poate avea semne de anxietate socială și timiditate și, prin urmare, câțiva prieteni și, de asemenea, probleme cu ceilalți la școală. Ea poate crede atunci că comunicarea cu alte persoane prin intermediul site-urilor de socializare își satisface nevoia socială fără a avea aspecte situaționale înfricoșătoare ale unei interacțiuni sociale "reale". În plus, ea poate avea speranța că, de asemenea, jocul unui joc online îi poate distrage atenția de problemele de la școală și că cumpărarea de informații online sau căutarea pe Internet poate reduce sentimentele de singurătate. Terapia o va concentra pe a vedea locuri alternative în școală sau în viața privată, unde poate să-și construiască respectul și să satisfacă nevoile sociale. Dacă ea nu mai justifică faptul că site-urile de rețele sociale, jocurile și site-urile de cumpărături sunt singurele locuri pe care le simte bine despre viața ei și că ea găsește și alte puncte de vânzare sănătoase, cu atât mai puțin se va baza pe diferite aplicații pe Internet. Cunoscând rolul pe care cognițiile îl joacă în dezvoltarea GIA, terapia cognitivă poate ajuta clienții să restructureze ipotezele și interpretările care le mențin online. Din nou, aceste potențiale implicații clinice ale rezultatelor studiului trebuie tratate cu prudență, deoarece acestea trebuie reproduse într-o probă clinică care caută un tratament.

Dintr-o perspectivă mai largă, totuși, aceste descoperiri capătă perspective asupra modului în care terapeuții pot aplica în mod specific CBT-IA pacienților dependenți de Internet. Modificarea comportamentului poate ajuta clienții să dezvolte și să adapteze strategii de coping noi și mai funcționale pentru a face față problemelor zilnice. Terapia trebuie să se concentreze pe a ajuta clienții să găsească modalități mai sănătoase de a face față decât să se întoarcă la Internet. O componentă majoră a CBT-IA este terapia comportamentală pentru a ajuta clienții să facă față problemelor care stau la baza contribuției la EI, specifice sau generalizate (Young, 2011a, 2013). Constatarile sugereaza ca imbunatatirea abilitati de coping ar reduce nevoia de a merge on-line pentru clienti. Deși au fost studiate într-un eșantion din populația generală, considerăm că constatarea că copingul și speranțele sunt mediatori în dezvoltarea și menținerea GIA contribuie la o mai bună înțelegere a mecanismelor GIA și că ei probabil au unele implicații în tratamentul, după cum sa menționat mai sus . Un alt aspect care nu a fost axat în studiul actual este rolul integrității cortexului prefrontal. Eficacitatea CBT-IA poate depinde, de asemenea, de funcționarea prefrontală a pacientului, deoarece consolidarea controlului cognitiv al utilizării internetului în cursul terapiei este cel mai probabil legată de funcțiile executive și alte procese cognitive de ordin superior. Acest lucru este important pentru a aborda în studiile viitoare, deoarece cel mai recent au existat câteva articole publicate care arată că funcțiile cortexului prefrontal sunt probabil reduse la pacienții cu IA (a se vedea Brand și colab., 2014).

În eșantionul nostru, vârsta a fost corelată invers cu simptomele GIA, dar cu o dimensiune foarte mică a efectului (explicând doar 1.96% din varianță). Având în vedere articole recente privind utilizarea Internetului la persoane mai în vârstă (de exemplu, Eastman și Iyer, 2004; Vuori și Holmlund-Rytkönen, 2005; Campbell, 2008; Nimrod, 2011), cu siguranță, cu excepția efectelor de vârstă, asupra mai multor aspecte legate de utilizarea internetului, cum ar fi utilizarea motivelor și modul în care persoanele în vârstă se distrează și se bucură de satisfacția pe Internet. Având în vedere că persoanele în vârstă au, de asemenea, șanse mai mari de a dezvolta disfuncții executive datorită schimbărilor cortexului prefrontal cu creșterea vârstei (Alvarez și Emory, 2006), care sunt, de asemenea, legate de reducerea deciziilor (Brand și Markowitsch, 2010), se poate specula că acei indivizi mai în vârstă cu reduceri executive, care se confruntă cu o mare cantitate de plăcere pe Internet, pot dezvolta GIA. Cu toate acestea, acest lucru nu este reprezentat de datele noastre, deoarece eșantionul nostru nu a inclus subiecți mai în vârstă. Studiile viitoare pot investiga factorii specifici de vulnerabilitate legați de riscul de GIA la adulții în vârstă.

Genul nu a afectat structura generală a modelului. În articolele anterioare, s-au constatat efecte de gen pentru anumite tipuri de IA, cum ar fi jocurile online (de exemplu, Ko și colab., 2005) și, în special, cybersex (Meerkerk și colab., 2006; Griffiths, 2012; Laier și colab., 2013, 2014), dar sa susținut, de asemenea, că ambele sexe sunt în general în pericol pentru dezvoltarea unei utilizări dependente de Internet (Young și colab., 1999, 2011). În studiul nostru, efectele sexului asupra GIA, măsurate prin s-IAT, au fost foarte scăzute (d = 0.19, vezi rezultatele), indicând faptul că cel puțin într-o populație generală, ambele sexe sunt la fel de expuse riscului de a dezvolta GIA. Deși sexul nu a afectat structura generală a datelor în SEM, au existat unele diferențe între bărbați și femei cu privire la trei efecte directe ale variabilelor de predictor asupra mediatorilor. După cum s-a rezumat în secțiunea rezultate, aspectele psihopatologice au avut un efect asupra așteptărilor la femei, nu la bărbați, în efectul negativ al aspectelor de personalitate asupra copingului și așteptărilor este mai prezentă la bărbați decât la femei. Aceste efecte se încadrează în literatura de specialitate privind diferențele de gen în ceea ce privește depresia și anxietatea socială (Sprock și Yoder, 1997; Moscovitch și colab., 2005), precum și stima de sine și auto-eficacitatea (Huang, 2012). Cu toate acestea, aspectele care se află în centrul studiului, și anume efectele de mediere ale copingului și așteptărilor și importanța acestora pentru GIA nu au fost afectate de gen (vezi rezultatele analizei structurale medii). Deci, independent de felul în care sexul poate influența anxietatea socială, depresia sau unele aspecte de personalitate, copingul și așteptările ar trebui să fie luate în considerare în CBT-IA la ambele sexe.

În sfârșit, există câteva limitări ale acestui studiu. Este un model nou dezvoltat, care necesită testare suplimentară pe o populație clinică pentru a vedea pe deplin eficacitatea sa clinică în tratament. De asemenea, ar trebui să fie testată utilizând versiunea mai lungă a IAT (Young, 1998; Widyanto și McMurran, 2004) ca o măsură mai testată în literatură. Am folosit versiunea mai scurtă ținând cont de lungimea instrumentului de evaluare pe care l-am folosit pentru întregul model, dar dacă replicăm această lucrare cu un eșantion clinic, s-ar sugera utilizarea IAT împreună cu măsuri suplimentare ale IA, cum ar fi Evaluarea Internetului și Jocul de dependență de jocuri ca scală (AICA-S) sau interviu clinic (AICA-C) a fost elaborat și validat cu grupuri clinice de către (Wölfling și colab., 2010, 2012). În plus, am dezvoltat și testat chestionarul privind speranța de utilizare a Internetului în scopul acestui studiu. În timp ce eram metodologia conservator și atent în dezvoltarea scalei, această măsură ar trebui evaluată pe populații suplimentare pentru valabilitate, iar chestionarul necesită teste empirice suplimentare în studiile viitoare. Scări și interviuri mai detaliate și mai detaliate ar trebui să se aplice și în cazul probelor clinice, deoarece cele mai multe fațete evaluate în studiul nostru au fost măsurate utilizând chestionare scurte cu un număr restrictiv de articole, din motive practice (limitarea timpului în contextul studiilor online) . O altă problemă potențială este cea a varianței comune a metodelor (Podsakoff și colab., 2003). Din păcate, din motive practice nu a fost inclusă în studiu nici o variabilă de marker clară, care ar trebui să nu fie teoretic legată de toate celelalte variabile (sondajul a durat aproape 25 min, care este un prag critic pentru sondajele online). Deși nu putem exclude efectul varianței comune a metodelor asupra rezultatelor, susținem că acest efect este puțin probabil să reprezinte întreaga structură de date raportată. La verificarea corelațiilor bivariate (Tabelul 3) se poate observa că unele dintre acestea sunt foarte scăzute (de exemplu, r = -0.08, r = -0.09, r = 0.12 etc.). Considerăm că aceste corelații scăzute oferă unele sugestii clare pentru presupunerea că varianța comună a metodelor nu afectează în mod dramatic principalele analize. Cu toate acestea, modelul trebuie testat printr-o abordare sistematică multi-trasată cu mai multe metode (Campbell și Fiske, 1959) în studiile viitoare.

Studiul actual se concentrează pe GIA, ceea ce înseamnă că modelul pe SIA, așa cum este descris în Brand și colab. (2014), trebuie încă testat empiric. Diferitele forme de SIA (de exemplu, jocurile de noroc, pornografia online sau jocurile de noroc pe Internet) ar trebui testate pentru a vedea dacă abilitățile de coping și așteptările de utilizare a internetului joacă un rol similar în dezvoltarea problemei. De asemenea, este încă o dezbatere dacă conceptul de GIA este în principal adecvat pentru acoperirea comportamentului problematic la pacienți. Am descoperit dovezi ale legăturii dintre problemele legate de o utilizare nespecifică a mai multor aplicații Internet diferite și variabilele sugerate în model. Conceptul de GIA a fost operaționalizat de instrucțiunile s-IAT și formularele de articole, dar și de faptul că mai mult de 97% dintre participanți au raportat că folosesc în mod regulat trei sau mai multe aplicații Internet diferite, cum ar fi comunicarea, jocurile, jocurile de noroc, cumpărături sau căutări de informații. Din punct de vedere clinic, este totuși un subiect de dezbatere dacă GIA poate fi un motiv pentru căutarea unui tratament sau dacă pacienții aflați în căutarea unui tratament suferă în principal de pierderea controlului asupra utilizării unei singure aplicații. Vă sugerăm să luați în considerare acest punct în cercetarea clinică prin investigarea sistematică a comportamentului critic în contextul utilizării internetului și analiza frecvenței utilizării necontrolate și dependente a mai multor aplicații Internet în probele clinice. În plus, nu toate componentele propuse în modelul teoretic privind GIA ar putea fi incluse în acest studiu. De exemplu, trăsături suplimentare de personalitate sau alte tulburări psihopatologice pot fi incluse în studiile viitoare.

Concluzie

Principalele ipoteze ale modelului privind GIA sunt susținute de date empirice. Caracteristicile principale ale persoanei sunt legate de simptomele GIA, dar aceste efecte sunt mediate de cognițiile specifice ale persoanei, în special stilul de coping și speranța de utilizare a internetului. Aceste cogniții ar trebui abordate în tratamentul unei utilizări dependente de Internet.

Contribuțiile autorului

Matthias Brand a scris primul proiect al lucrării, a supravegheat colectarea datelor, a analizat și a interpretat datele. Christian Laier a contribuit în mod deosebit la conceptualizarea studiului empiric și la colectarea datelor și a revizuit manuscrisul. Kimberly S. Young a redactat proiectul, a revizuit-o critic și a contribuit intelectual și practic la manuscris. Toți autori au aprobat în final manuscrisul. Toți autori sunt responsabili pentru toate aspectele lucrării.

Declarația privind conflictul de interese

Autorii declară că cercetarea a fost efectuată în absența oricăror relații comerciale sau financiare care ar putea fi interpretate ca un potențial conflict de interese.

recunoasteri

Îi mulțumim lui Elisa Wegmann și Jan Snagowski pentru contribuțiile lor valoroase la studiu și la manuscris. Ne-au ajutat în mod semnificativ cu programarea studiului online și verificarea datelor.

Referinte

Editat de:

Ofir Turel, Universitatea de Stat din California, Fullerton și Universitatea din California de Sud, Statele Unite ale Americii

Revizuite de:

Aviv M. Weinstein, Organizația Medicală Hadassah, Israel
Daria Joanna Kuss, Nottingham Trent University, Marea Britanie