O abordare psihometrică pentru evaluările utilizării problematice a pornografiei online și a site-urilor de rețele sociale bazate pe conceptualizările tulburării de jocuri pe internet (2020)

Context

Utilizarea problematică a jocurilor online, a site-urilor de socializare (SNS) și a pornografiei online (PO) este o problemă în evoluție. Spre deosebire de utilizarea problematică a SNS și a PO, tulburarea de jocuri pe internet (IGD) a fost inclusă în noua ediție a Manualului de diagnostic și statistică a tulburărilor mintale (DSM-5) ca o condiție pentru studii ulterioare. Prezentul studiu a adaptat criteriile pentru IGD la utilizarea problematică a SNS și a PO prin modificarea unui chestionar validat pentru IGD (Internet Gaming Disorder Questionnaire: IGDQ) și investigarea proprietăților psihometrice ale versiunilor modificate, SNSDQ și OPDQ.

Aplicate

Două eșantioane online (SNS: n = 700, 25.6 ± 8.4 ani, 76.4% femei; OP: n = 700, 32.9 ± 12.6 ani, 76.7% bărbați) au completat SNSDQ/OPDQ, Inventarul Scurt al Simptomelor (BSI) și Testul Scurt de Dependență de Internet (sIAT) și au furnizat informații despre utilizarea SNS/OP. Au fost calculate analize standard ale itemilor și ale fiabilității, analize factoriale exploratorii și confirmatorii și corelații cu sIAT. Au fost comparați utilizatorii problematici și cei non-problematici.

REZULTATE

Consistențele interne au fost ω _ordinal = 0.89 (SNS) și ω _ordinal = 0.88 (OP). Analizele factoriale exploratorii au extras un factor pentru ambele chestionare. Analizele factoriale confirmative au confirmat rezultatele. Scorurile SNSDQ/OPDQ au fost corelate puternic cu scorurile sIAT și moderat cu timpul de utilizare SNS/OP. Dintre utilizatori, 3.4% (SNS) și 7.1% (OP) s-au situat peste pragul pentru utilizarea problematică. Utilizatorii problematici au avut scoruri sIAT mai mari, au folosit aplicațiile pentru mai mult timp și au experimentat mai mult stres psihologic.

Concluzie

În general, rezultatele studiului indică faptul că adaptarea criteriilor IGD este o abordare promițătoare pentru măsurarea utilizării problematice a SNS / OP.

În 2017, 3.5 miliarde de oameni au folosit internetul [ 1 ]. Dintre numeroasele modalități de utilizare a acestuia, jocurile online, site-urile de socializare (SNS) și pornografia online (OP) sunt deosebit de populare. Toate aceste aplicații sunt în curs de investigare, deoarece utilizarea lor problematică pare a fi legată de suferință psihologică și probleme legate de muncă, performanță academică și relații interpersonale [ 2 , 3 , 4 , 5 , 6 , 7 ]. Odată cu includerea sa în anexa celei de-a cincea ediții a Manualului de diagnostic și statistică a tulburărilor mintale (DSM-5), tulburarea de jocuri pe internet (IGD) a fost recunoscută ca o tulburare care necesită investigații suplimentare [ 8 ]. Acesta a fost primul pas către definirea unor criterii standardizate pentru aceasta. Cele 9 criterii se bazează pe cele pentru tulburările de consum de substanțe și tulburarea de jocuri de noroc și trebuie îndeplinite în ultimele 12 luni: (1) preocupare pentru jocurile de noroc, (2) sevraj atunci când nu se poate juca, (3) toleranță, (4) incapacitatea de a opri/reduce cantitatea de jocuri de noroc, (5) renunțarea la alte activități în favoarea jocurilor de noroc, (6) continuarea jocului în ciuda problemelor, (7) înșelarea celorlalți cu privire la cantitatea de jocuri de noroc, (8) jocuri de noroc pentru a scăpa de stările de spirit negative și (9) punerea în pericol a unei relații importante, a ocupației sau a educației din cauza jocurilor de noroc.

Deși IGD a fost inclus în DSM-5 ca o condiție pentru studii ulterioare, utilizarea problematică a SNS-urilor și a OP nu a fost inclusă. Petry și O'Brien (2013) [ 9 ] susțin că există o lipsă de dovezi empirice și inconsecvență în studiile care investighează aceste aspecte (SNS și OP). Cu toate acestea, există o dezbatere continuă cu privire la existența, clasificarea și diagnosticarea utilizării problematice a aplicațiilor specifice de internet, cum ar fi SNS-urile sau OP [ 10 ], iar un număr tot mai mare de studii indică relevanța utilizării problematice a SNS și a OP [ 3 , 5 , 11 , 12 ], nu în ultimul rând datorită asocierii lor cu niveluri crescute de suferință psihologică. Aceasta poate include chiar și simptome ale tulburărilor psihiatrice precum depresia, tulburările de anxietate, tulburarea de deficit de atenție și hiperactivitate sau tulburarea obsesiv-compulsivă [ 2 , 11 , 13 , 14 , 15 ].

Evaluarea utilizării problematice a SNS și OP

Există o serie de instrumente de diagnostic diferite pentru a evalua utilizarea problematică a SNS și a OP. Majoritatea acestora se bazează fie pe criteriile de diagnostic pentru dependențele comportamentale (SNS: de exemplu, Scala Bergen pentru Dependența de Rețele Sociale [ 16 ] | OP: de exemplu, Scala Consumului Problematic de Pornografie [ 17 ]), fie pe Testul de Dependență de Internet [ 18 ] (SNS: de exemplu, Scala Tendințelor Dependente față de SNS [ 19 ] | OP: sIAT-sex [ 20 ]). Rețineți că aceasta nu este în niciun caz o enumerare exhaustivă a tuturor instrumentelor de diagnostic. Pentru o prezentare generală detaliată, consultați Andreassen (2015) [ 2 ] pentru SNS și Wéry & Billieux (2017) [ 21 ] pentru OP. Nu există lipsă de instrumente bine validate, dar următoarele probleme rămân: (i) conceptualizări teoretice diferite ale utilizării problematice a rețelelor de socializare (SNS) și a aplicațiilor online (OP), cu consecința (ii) că nu există criterii unificate, standardizate pentru a evalua utilizarea problematică a celor mai importante trei aplicații online specifice (jocuri, SNS, OP) într-un mod comparativ.

Cel mai recent model teoretic pentru tulburări specifice de utilizare a internetului este modelul I-PACE [ 22 ]. Acesta se bazează pe descoperiri empirice și integrează considerații teoretice anterioare din alte modele din domeniul dependențelor comportamentale, cum ar fi Modelul Sindromului [ 23 ] sau Modelul Componentelor Dependenței [ 24 ]. Modelul I-PACE presupune că etiologia utilizării problematice este similară pentru diferite aplicații de internet. Prin urmare, sugerează aplicarea unor criterii de diagnostic uniforme tuturor aplicațiilor, standardizând astfel criteriile de diagnostic și permițând compararea ratelor de prevalență ale acestora. Întrucât Asociația Americană de Psihiatrie a propus deja criterii standardizate pentru IGD, se sugerează aplicarea acestor criterii și utilizării problematice a altor aplicații de internet, existând mai mulți cercetători care sunt de acord cu această abordare [ 25 , 26 , 27 ]. Unele studii au folosit deja această abordare pentru a dezvolta instrumente psihometrice pentru evaluarea utilizării problematice a internetului [ 26 , 28 , 29 ]. Cu toate acestea, din câte știu autorii, există un singur studiu care a folosit această abordare pentru utilizarea problematică a rețelelor de socializare [ 27 ] și niciunul pentru utilizarea problematică a dispozitivelor portabile.

Scopul prezentului studiu

Prin urmare, scopul acestui studiu a fost de a examina în ce măsură conceptualizarea tulburării de jocuri pe internet poate fi adaptată la utilizarea problematică a SNS și a OP. Petry și colab. (2014) [ 30 ] – membri ai grupului de lucru pentru tulburări de consum de substanțe care recomandă includerea IGD în DSM-5 – au publicat un chestionar (Internet Gaming Disorder Questionnaire: IGDQ) pentru a evalua IGD. Pentru acest studiu, am utilizat versiunea germană, validată de Jeromin, Barke și Rief (2016) [ 31 ] și am adaptat-o ​​pentru utilizarea problematică a SNS și a OP prin reformularea itemilor (pentru detalii, consultați secțiunea „Măsuri”). Pentru a evalua în ce măsură conceptul de IGD poate oferi un punct de plecare util pentru evaluarea utilizării problematice a SNS și a OP, am investigat proprietățile psihometrice ale celor două versiuni modificate, SNSDQ și OPDQ.

Participanți și procedură

Datele au fost colectate printr-un sondaj online (octombrie 2017 - ianuarie 2018). Link-ul către chestionar a fost postat pe forumuri de internet generale (de exemplu, reddit) și specifice aplicațiilor (de exemplu, grupuri de facebook), SNS și liste de distribuție. La început, participanții au specificat dacă utilizează în principal SNS sau OP și au fost redirecționați către chestionarul corespunzător (SNS / OP). Ca stimulent, participanții ar putea câștiga unul dintre cele cinci tichete cadou pentru un magazin online (valoarea voucherului: 20 €). Criteriile de includere au fost: consimțământul informat, vârsta ≥ 18 ani. Criteriile de excludere au fost: niciun vorbitor nativ (germană), procentul din timpul online petrecut folosind SNS / OP ≤5%.

Sub-eșantion SNS

Un total de 939 de participanți au îndeplinit criteriile de includere. Dintre aceștia, 239 (25.45%) au trebuit excluși: 228 deoarece lipseau date pentru SNSDQ, 7 deoarece nu au furnizat informații serioase (de exemplu, Klingon ca limbă maternă) și 4 deoarece au avut un timp de răspuns nerealist de rapid (cu 2 deviații standard sub timpul mediu). În final, au fost analizate datele de la 700 de participanți (Tabelul 1 ).

Sub-eșantion OP

Un total de 1858 de participanți au îndeplinit criteriile de includere. Dintre aceștia, 669 (36.01%) au trebuit excluși: 630 deoarece aveau date lipsă pentru OPDQ, 25 deoarece au furnizat informații evident false, 9 din cauza unui timp de răspuns nerealist de rapid și 5 din cauza comentariilor care sugerau că nu au înțeles chestionarul. Pentru a crește comparabilitatea statistică a celor două subeșantioane (SNS/OP), a fost extras un eșantion aleatoriu de 700 de participanți din cei 1189 rămași. În cele din urmă, au fost analizate datele de la 700 de participanți (Tabelul 1 ).

măsuri

Informații socio-demografice

Au fost colectate informații cu privire la sex, vârstă, educație, angajare și statutul relației.

Informații privind utilizarea generală și specifică a internetului

Participanții au raportat cât timp (ore) petrec online într-o săptămână obișnuită. În plus, au furnizat informații specifice cu privire la utilizarea SNS sau OP, cum ar fi site-urile SNS / OP pe care le folosesc în cea mai mare parte și cât timp utilizează SNS sau OP (ore / săptămână).

Utilizare problematică

Tendința utilizării problematice a SNS sau a OP a fost evaluată cu versiunile germane ale SNSDQ și OPDQ. Aceste chestionare sunt versiuni modificate ale IGDQ. IGDQ constă din nouă itemi, care reflectă criteriile DSM-5 corespunzătoare pentru IGD. Are un format de răspuns dihotomic format din „nu” (0) și „da” (1). Scorul se obține prin adunarea răspunsurilor (interval de scor: 0-9). Un scor ≥ 5 a fost definit ca prag pentru primirea unui diagnostic de IGD [ 30 ]. Pentru adaptarea sa în ceea ce privește SNS și OP, itemii originali au fost reformulați prin înlocuirea tuturor referințelor la jocurile online cu referințe la SNS sau OP. De exemplu, „Vă simțiți neliniștit, iritabil, melancolic, furios, anxios sau trist atunci când încercați să reduceți sau să opriți utilizarea SNS sau când nu puteți utiliza SNS?” în loc de „Vă simțiți neliniștit, iritabil, melancolic, furios, anxios sau trist atunci când încercați să reduceți sau să opriți jocurile sau când nu puteți juca?”

Test scurt de dependență de internet

sIAT este o versiune scurtă a Testului de Dependență de Internet și constă din 12 afirmații care exprimă posibile simptome ale utilizării problematice a internetului (de exemplu, „Cât de des te surprinzi spunând «încă câteva minute» când ești online?”) [ 18 ]. Pentru studiul nostru, am folosit versiunea germană validată și am reformulat itemii pentru utilizarea SNS și OP (de exemplu, „Cât de des încerci să reduci timpul petrecut vizionând pornografie online și eșuezi?”) [ 32 ]. Participanții trebuie să evalueze frecvența cu care au experimentat fiecare simptom în ultima săptămână pe o scală de 5 puncte, de la 1 („niciodată”) la 5 („foarte des”). În scorul total rezultat (12-60 de puncte), scorurile mai mari indică o utilizare mai problematică. Consistența internă a scalelor adaptate în prezentul studiu a fost bună (SNS: ω = 0.88 | OP: ω = 0.88).

Scurt inventar de simptome

Versiunea germană a Inventarului Brief al Simptomelor (BSI) a fost utilizată pentru a identifica simptomele relevante clinic ale participanților [ 33 , 34 ]. BSI constă din 53 de afirmații care exprimă simptome de suferință psihologică (de exemplu, „În ultimele 7 zile, cât de mult ați fost tulburat de tensiune sau agitație?”). Itemii se răspund pe o scală de 5 puncte, de la 0 („deloc”) la 4 („extrem de”). Scorul total variază între 0 și 212, scorurile mai mari indicând un nivel mai ridicat de suferință. Consistența internă în eșantioanele prezente a fost excelentă, cu ω = 0.96 (SNS) și ω = 0.96 (OP).

Analiza datelor

Analizele statistice au fost efectuate utilizând SPSS 24 (IBM SPSS Statistics), SPSS Amos, R versiunea 3.5.1 [ 35 ] și FACTOR pentru analiza factorială exploratorie (EFA) [ 36 ]. Pentru analizele standard ale itemilor pentru fiecare chestionar, SNSDQ și OPDQ, s-au calculat dificultățile itemilor și corelațiile item-total. Ca măsură a fiabilității, s-au calculat coeficientul omega sau omega ordinal (în cazul datelor binominale). Acești coeficienți sunt recomandați ca o alternativă mai precisă la alfa Cronbach, în special atunci când este încălcată ipoteza de echivalență tau [ 37 , 38 , 39 , 40 ]. În ceea ce privește validitatea, am investigat structurile factoriale prin efectuarea de EFA și analize factoriale confirmatorii (CFA). Pentru acestea, fiecare eșantion (SNS și OP) a fost împărțit aleatoriu în două subeșantioane (SNS1, SNS2 și OP1, OP2; fiecare subeșantion: n = 350). Subeșantioanele SNS1 și OP1 au fost utilizate pentru EFA, iar SNS2 și OP2 pentru CFA. Toate celelalte calcule se bazează pe totalul eșantioanelor. Pentru a testa dacă subeșantioanele diferă în ceea ce privește variabilele cheie (vârstă, scor SNSDQ/OPDQ), au fost efectuate teste t independente. Pentru a stabili adecvarea datelor pentru EFA, s-au utilizat testul Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) și testul Bartlett de sfericitate. Datorită formatului de răspuns dihotomic al SNSDQ și OPDQ, EFA au urmat Jeromin și colab. (2016) [ 31 ] și au utilizat corelații tetracorice ca date de intrare și metoda celor mai mici pătrate neponderate ca metodă de estimare [ 41 ]. Numărul de factori care urmează să fie extrași a fost determinat folosind testul Velicer MAP [ 42 ].

O analiză CFA a fost efectuată pe SNS2 și OP2 pentru a testa soluția factorială. Parametrii modelului au fost estimați folosind estimări de maximă verosimilitate. Din cauza încălcării ipotezei de normalitate, s-a aplicat metoda Bollen-Stine Bootstrapping [ 43 ]. Pentru a evalua potrivirea modelului, s-au calculat indicele de potrivire comparativă (CFI), eroarea medie pătratică de aproximare (RMSEA) și reziduul mediu pătratic standardizat (SRMR). Conform lui Hu și Bentler (1999) [ 44 ], criteriile limită pentru o potrivire acceptabilă a modelului sunt un CFI > 0.95, un RMSEA între 0.06 și 0.08 și un SRMR < 0.08.

Relațiile bivariate între scorurile SNSDQ și OPDG și timpul petrecut folosind internetul în general, timpul petrecut folosind aplicația preferată (SNS / OP) și scorurile sIAT au fost testate cu corelații Pearson.

Pentru a oferi o primă indicație a validității diagnostice, am comparat utilizatorii problematici cu utilizatorii non-problematici. Analog cu IGDQ, utilizatorii cu un scor ≥ 5 puncte au fost clasificați drept utilizatori problematici, iar toți ceilalți utilizatori drept non-problematici [ 30 , 31 ]. Teste t independente (în cazul varianțelor inegale: teste Welch) au fost calculate pentru a compara grupurile în funcție de vârstă, timpul petrecut utilizând internetul, timpul petrecut utilizând aplicația preferată și scorurile sIAT și BSI. Datorită dimensiunilor inegale ale grupurilor, g Hedges este raportat ca o măsură a mărimii efectului [ 45 ]. Un efect de g = 0.20 este considerat mic, g = 0.50 mediu și g = 0.80 mare [ 45 ].

Utilizarea SNS, OP și Internet

SNS

Participanții au utilizat internetul în medie 20.9 ± 14.8 ore/săptămână și rețelele sociale 9.4 ± 10 ore/săptămână (44% din timpul total petrecut online), Facebook fiind cel mai popular SNS ( n = 355; 50.7%), urmat de Instagram ( n = 196; 28%) și YouTube ( n = 74; 10.6%). Scorurile medii SNSDQ și sIAT au fost de 1.2 ± 1.5 și, respectiv, 23.6 ± 7.3 puncte. În total, 24 de participanți (3.4%) au avut un scor SNSDQ ≥5 puncte și, prin urmare, s-au situat peste pragul pentru utilizare problematică (vezi Fig. 1 pentru detalii). Scorul total mediu BSI pentru toți participanții a fost de 9.8 ± 16.7.

OP

Participanții au folosit internetul în medie 21.9 ± 15.6 ore/săptămână și au consumat PO timp de 3.9 ± 6.1 ore/săptămână (18.9% din timpul total petrecut online). Cea mai populară formă de PO a fost videoclipurile ( n = 351; 50.1%), urmată de imagini ( n = 275; 39.3%) și camere web ( n = 71; 10.1%). Scorurile medii OPDG și sIAT au fost de 1.5 ± 1.7 și 22.3 ± 7.9. Un total de 50 de participanți (7.1%) au obținut un scor OPDQ peste pragul de ≥ 5 puncte (vezi Fig. 1 pentru detalii). Scorul mediu BSI pentru toți participanții a fost de 25.6 ± 27.6.

Analiza articolelor și consistența internă

Rezultatele analizelor pe itemi sunt prezentate în tabelele 2 și 3.

SNS

Pentru versiunea SNS, itemul 7 a avut cea mai mică susținere (număr de răspunsuri afirmative (naa) = 21), în timp ce itemul 6 a avut cea mai mare (naa = 247). Aceasta se traduce printr-o dificultate a itemului de p _i = 0.03 (itemul 7) și p _i = 0.35 (itemul 6), cu o dificultate medie pentru toți itemii de p _i = 0.13. Corelațiile corectate item-total au variat de la r _itc = 0.28 (itemul 3) la r _itc = 0.39 (itemii 4, 5 și 6), cu o medie de _{r itc} = _0.36 . Consistența internă a fost ω _ordinal = 0.89, iar scala nu ar fi beneficiat de eliminarea vreunui item.

OP

În versiunea OP a chestionarului, itemul 9 (naa = 24) a avut cea mai mică rată de aprobare, în timp ce itemul 7 a avut cea mai mare (naa = 286). Dificultatea medie a itemului a fost p _i = 17, itemul 9 fiind cel mai dificil ( p _i = 0.03), iar itemul 7 ( p _i = 0.41) cel mai puțin dificil. Corelațiile corectate item-total au variat între r _itc = 0.29 (itemul 7) și r _itc = 0.47 (itemul 5), cu o corelație medie corectată item-total de r _itc = 0.38. Consistența internă a fost ω _ordinal = 0.88. Eliminarea itemilor nu ar fi crescut consistența internă.

Structura factorilor

Subeșantioanele (SNS1 vs. SNS2; OP1 vs. OP2) nu au diferit în ceea ce privește vârsta, sexul, utilizarea internetului, utilizarea SNS/OP, scorurile sIAT, SNSDQ/OPDQ și BSI (vezi Anexa ).

SNS

Testul Bartlett de sfericitate (Χ² ⁼ 407.4, dl = 36, p < 0.001), precum și criteriul KMO (0.74) au indicat că datele erau adecvate pentru EFA (Extragerea Factorilor Optimi). Testul MAP al lui Velicer a recomandat extragerea unui singur factor. Acest factor a explicat 52.74% din varianța totală. Încărcările factoriale au variat între 0.54 (itemul 3) și 0.78 (itemul 9) (Tabelul 2 ). Un CFA cu subeșantionul SNS2 a fost calculat pentru a testa soluția cu un singur factor. Indicii de ajustare au fost CFI = 0.81, RMSEA = 0.092 [CI = 0.075–0.111] și SRMR = 0.064 (pentru diagrama traseului, vezi Fig. 2 ).

OP

Testul Bartlett de sfericitate (Χ² ⁼ 455.7, dl = 36, p < 0.001) și criteriul KMO (0.80) au indicat că datele erau adecvate pentru EFA, iar testul MAP a sugerat o soluție cu un singur factor. Factorul extras a explicat 53.30% din varianța totală. Itemii 3 și 7 au avut cele mai mici încărcări factoriale (0.52), în timp ce itemul 9 a avut cea mai mare (0.93) (Tabelul 3 ). Soluția cu un singur factor a fost testată cu un CFA (subeșantion: OP2). Indicii de potrivire a modelului au fost CFI = 0.87, RMSEA = 0.080 [CI = 0.062–0.099] și SRMR = 0.057 (pentru diagrama traseului, vezi Fig. 3 ).

Corelații cu utilizarea SNS / OP / internet și scorurile sIAT

SNS

Scorurile SNSDQ au fost corelate cu timpul de utilizare a rețelelor sociale ( r = 0.32, p < 0.01), timpul săptămânal de utilizare a internetului ( r = 0.16, p < 0.01) și scorurile sIAT ( r = 0.73, p < 0.01).

OP

Scorurile OPDQ au fost corelate cu timpul de utilizare a OP ( r = 0.22, p < 0.01) și foarte slab cu timpul de utilizare a internetului pe săptămână ( r = 0.08, p < 0.05). Cea mai mare corelație a fost găsită cu scorurile sIAT ( r = 0.72, p < 0.01).

Comparația persoanelor cu utilizare SNS / OP problematică și non-problematică

SNS

Comparativ cu utilizatorii neproblematici, utilizatorii problematici ai rețelelor sociale de socializare (SNS) au folosit SNS mult mai mult și au avut scoruri sIAT mai mari. De asemenea, aceștia păreau să experimenteze mai mult stres psihopatologic, dar, în ciuda dimensiunii efectului diferenței, aceasta a fost doar o tendință ( p = 0.13). Pentru detalii, consultați Tabelul 4.

OP

Comparativ cu utilizatorii neproblematici, participanții identificați ca utilizatori problematici de OP au petrecut mai mult timp pe internet în general și mai mult timp folosind OP, au avut scoruri sIAT mult mai mari și au experimentat mai multă suferință psihopatologică (Tabelul 4 ).

În studiul de față, am adaptat versiunea germană a IGDQ la utilizarea SNS și OP și am evaluat proprietățile psihometrice ale versiunilor modificate pentru a investiga în ce măsură criteriile IGD sunt adecvate pentru evaluarea utilizării problematice a SNS și OP.

Analiza articolelor

Rata medie de aprobare a itemilor a fost scăzută pentru ambele chestionare, ceea ce este așteptat și de dorit, având în vedere că listele de verificare evaluează criteriile de utilizare problematică într-un eșantion non-clinic. Pentru SNS, itemul cel mai aprobat, itemul 6, se referă la procrastinare. Acest lucru pare plauzibil, deoarece SNS sunt adesea folosite pentru a procrastina [ 46 , 47 ]. Itemul 7 (a înșela/a mușamaliza) a primit cea mai mică aprobare, ceea ce pare, de asemenea, rezonabil, având în vedere că mulți oameni folosesc SNS zilnic și într-un mod acceptat social, ceea ce face ca minciunile în legătură cu acestea să fie inutile [ 12 ]. Pentru OP, itemul 7 (a înșela/a mușamaliza) a avut cea mai mare aprobare. Acest lucru este posibil deoarece acceptarea socială a OP este destul de scăzută, chiar dacă este utilizată ocazional, iar mulți oameni se pot simți jenați de ea [ 48 ]. Cea mai mică aprobare a fost pentru itemul 9, care pare rezonabil, deoarece implică consecințe severe (risc/pierderea relațiilor/oportunităților). Corelațiile corectate item-total au fost medii pentru ambele chestionare și peste pragul r _itc = 0.30 [ 43 ]. Singurele excepții au fost itemul 3 pentru SNS și itemul 7 pentru OP. Itemul 3 se referă la toleranță, un criteriu tipic abuzului de substanțe, dar pare a fi mai greu de aplicat în contextul SNS-urilor [ 49 ]. Corelația corectată scăzută item-total pentru itemul 7 (OP) pare rezonabilă, deoarece, așa cum s-a discutat, utilizarea OP poate fi, în general, asociată cu jenă, astfel încât înșelarea celorlalți cu privire la propriul consum nu face o diferențiere bună între utilizatorii problematici și cei neproblematici.

Încredere

SNSDQ și OPDG au demonstrat o consistență internă bună (SNS: ω _ordinal = 0.89; OP: ω _ordinal = 0.88). Rezultatele sunt comparabile cu alte chestionare care măsoară SNS problematice (de exemplu, Scala Bergen pentru Rețele Sociale: α = 0.88) sau utilizarea OP (de exemplu, sIAT-sex: α = 0.88) [ 16 , 20 ].

Valabilitate

În cursul EFA-urilor, a fost extras un singur factor atât pentru versiunea SNS, cât și pentru versiunea OP a chestionarului. Acest lucru este în concordanță cu rezultatul pentru IGDQ original [ 31 ]. Itemul 3 a avut cea mai mică încărcare factorială în ambele versiuni, probabil pentru că criteriul de toleranță nu se potrivește foarte bine cu contextul SNS și OP. În cele din urmă, criteriul de toleranță își are originea în dependențele bazate pe substanțe. În acest context, semnificația sa a fost mult mai clar definită decât în ​​ceea ce privește utilizarea problematică a OP, SNS sau, într-adevăr, a jocurilor online, pentru care utilitatea sa este, de asemenea, discutată controversat ( pro : [ 30 , 50 ] | contra : [ 51 , 52 ]). În versiunea OP, itemul 7 (a înșela/a mușamaliza) a avut, de asemenea, o încărcare factorială mai mică decât celelalte itemi. Acest lucru reflectă argumentul de mai sus cu privire la motivul pentru care itemul nu este atât de util pentru diferențierea între utilizatorii problematici și cei non-problematici (37.4% dintre utilizatorii non-problematici și 86% dintre utilizatorii problematici l-au aprobat). Acest lucru indică faptul că comportamentul de mușamalizare nu este asociat în mod explicit cu suprautilizarea problematică măsurată de OPDG, ci probabil cu atitudinile sociale față de OP în general.

În general, rezultatele CFA-urilor au sugerat că soluțiile cu un singur factor pentru ambele chestionare sunt discutabile și nu reprezintă o potrivire bună. În timp ce SRMR a fost bun pentru ambele modele, CFI și RMSEA au fost sub și respectiv peste limite. La fel ca în EFA, articolul 6 pentru SNS și articolul 7 pentru OP au avut sarcini de factor deosebit de scăzute. Aceasta implică faptul că corelația lor cu scara globală respectivă este scăzută și, în consecință, că corelația lor cu comportamentul problematic de utilizare este scăzută. Deși acest lucru nu reprezintă neapărat o problemă, este important ca studiile ulterioare să verifice dacă aceste elemente ar trebui revizuite, ponderate diferit sau chiar eliminate.

Ambele chestionare au corelat puternic cu versiunile sIAT corespunzătoare, indicând o validitate convergentă bună. Versiunea SNS a arătat corelații mici spre medii cu utilizarea generală a internetului și timpul de utilizare a SNS (pe săptămână). Versiunea OP a arătat, de asemenea, o corelație mică cu timpul de utilizare OP (pe săptămână). Mărimea corelațiilor dintre utilizarea problematică și timpul petrecut folosind aplicația respectivă se încadrează în intervalul celor raportate în mod constant [ 53 , 54 , 55 ].

Pentru a evalua validitatea diagnostică a SNSDQ și OPDQ, am comparat mai întâi ratele de prevalență observate cu cele găsite în alte studii. Pentru SNS-uri, 3.4% dintre participanți au depășit pragul de evaluare, iar în ceea ce privește OP, 7.1% au îndeplinit criteriile pentru utilizarea problematică. Deși compararea ratelor de prevalență este dificilă din cauza multitudinii de instrumente de diagnostic diferite, ratele găsite aici sunt comparabile cu unele din literatura existentă. În studiul lor asupra unui eșantion național reprezentativ de adolescenți maghiari, Bányai și colab. (2017) [ 3 ] au constatat o rată de prevalență de 4.5% pentru utilizarea problematică a SNS-urilor. În ceea ce privește utilizarea problematică a OP, Giordano și Cashwell (2017) [ 55 ] au raportat o rată de prevalență de 10.3% într-un eșantion de studenți americani, iar Ross și colegii (2012) [ 15 ] au constatat o rată de 7.6% într-un eșantion de adulți suedezi.

Este important de menționat că niciun diagnostic nu poate fi pus folosind aceste instrumente. În primul rând, nici DSM-5, nici ICD-11 nu conțin diagnostice pentru utilizarea problematică a OP sau SNS. În al doilea rând, chiar dacă ar exista, ar fi necesar un interviu clinic realizat de un expert pentru a verifica prezența unei suferințe semnificative clinic și a deficienței funcționale, precum și absența oricăror criterii de excludere pentru cazul individual, care sunt o cerință pentru un diagnostic psihiatric. O astfel de judecată clinică independentă nu a fost colectată în prezentul studiu, așa că nu putem determina dacă persoanele peste prag ar justifica vreun diagnostic. Cu toate acestea, le-am considera posibili candidați pentru un astfel de diagnostic. Pentru a investiga în continuare validitatea diagnosticului, am comparat utilizatorii peste și sub prag și am constatat diferențe semnificative. Utilizatorii problematici au petrecut mai mult timp online pe săptămână (doar pentru OP) și au folosit aplicația lor preferată pentru mai mult timp. Deși un timp de utilizare crescut nu este un criteriu suficient pentru a deduce o utilizare problematică, mai multe studii au găsit o corelație - deși slabă - între timpul de utilizare și utilizarea problematică [ 53 , 54 , 55 ]. În plus, utilizatorii problematici au avut scoruri sIAT mult mai mari și păreau să experimenteze un nivel mai ridicat de suferință psihologică (doar pentru OP). Per total, aceste rezultate - în special diferența foarte mare dintre scorurile totale BSI în cazul utilizatorilor problematici de OP - pot fi considerate primi indicatori ai validității criteriilor instrumentelor și sugerează că criteriile IGD ar putea fi potrivite pentru a identifica persoanele cu o utilizare problematică a SNS sau OP [ 56 ].

Limitări

Studiul trebuie analizat în lumina limitelor sale. O limitare este că au fost testați doar participanții adulți, deși SNS-urile sunt utilizate frecvent și de adolescenți [ 3 ]. O altă limitare este că nu toți participanții au răspuns la toate chestionarele privind utilizarea problematică (SNS, OP și IGD). Acest lucru ar fi permis o investigație mai detaliată a suprapunerii dintre utilizarea problematică a aplicațiilor respective. Mai mult, au fost colectate doar date auto-raportate, care sunt predispuse la efecte de bias, cum ar fi dezirabilitatea socială sau varianța metodei comune. În plus, acestea nu au inclus o judecată clinică. Având în vedere că scopul listelor de verificare auto-raportate este de a identifica utilizatorii problematici, studii suplimentare ar trebui să investigheze validitatea acestora cu eșantioane de persoane care sunt considerate de medici ca prezentând o utilizare problematică într-un sens relevant clinic. În plus, este important de menționat că nici criteriile pentru un diagnostic, nici numărul de itemi sau orice prag de excludere nu au fost convenite. Nu intenționăm să propunem argumente cu privire la faptul dacă aceste modele comportamentale ar justifica statutul de „tulburare”. Ne propunem, mai degrabă, să promovăm cercetarea în identificarea utilizării problematice a rețelelor de socializare și a posturilor pe internet (OP) prin furnizarea unui instrument comun care ar putea ajuta la o evaluare comparativă și sugerăm utilizarea acestui instrument ca punct de plecare comun pentru astfel de investigații, modificându-le pe măsură ce cercetările ulterioare sugerează acest lucru.

Deoarece unii parametri psihometrici ai chestionarelor testate nu sunt satisfăcătoare, se pare că criteriile IGD nu pot fi transferate pur și simplu la utilizarea problematică a SNS / OP. Cu toate acestea, rezultatele noastre generale indică faptul că acesta este un punct de plecare promițător și susține viabilitatea utilizării criteriilor IGD adaptate ca cadru pentru a evalua utilizarea problematică a SNS / OP. Acest studiu contribuie la cercetarea privind măsurarea aspectelor problematice ale utilizării SNS și OP și ar putea fi un prim pas către o evaluare standardizată și să contribuie la investigațiile acestor constructe emergente. Cercetările viitoare ar trebui să investigheze în continuare utilitatea criteriilor DSM-5 pentru IGD în contextul utilizării SNS / OP.

Seturile de date utilizate și / sau analizate în timpul studiului actual sunt disponibile de la autorul corespunzător, la cerere rezonabilă.

BSI:

Inventarul de simptome scurte

CFA:

Factorul de confirmare

CFI:

Indicele de potrivire comparativ

IC:

Interval de încredere

DSM-5:

Manual de diagnostic și statistic al tulburărilor psihice

ALE:

Analiza factorilor exploratori

IGD:

Tulburare de joc pe internet (IGD)

KMO:

Kaiser – Meyer – Olkin

NAA:

Numărul de răspunsuri afirmative

OP:

Pornografia online

OPDQ:

Chestionar privind tulburările de pornografie online

RMSEA:

Rădăcina înseamnă eroare pătrată de aproximare

sIAT:

Test scurt de dependență pe internet

SNS:

Site-uri de social networking

SNSDQ:

Chestionar privind tulburările privind site-urile de rețele sociale

SRMR:

Rădăcina standardizată înseamnă reziduu pătrat