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 rețele sociale (SNS) și a pornografiei online (OP) este o problemă în evoluție. Contrar utilizării problematice a SNS și OP, tulburarea jocurilor pe internet (IGD) a fost inclusă în noua ediție a Manual de diagnostic și statistic al tulburărilor psihice (DSM-5) ca o condiție pentru studii ulterioare. Prezentul studiu a adaptat criteriile pentru IGD la utilizarea problematică a SNS și OP prin modificarea unui chestionar validat pentru IGD (Internet Gaming Disorder Questionnaire: IGDQ) și investigarea proprietăților psihometrice ale versiunilor modificate, SNSDQ și OPDQ.

Metode

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 finalizat SNSDQ / OPDQ, Brief Symptom Inventory (BSI) și scurtul Test de dependență pe Internet (sIAT) și au furnizat informații despre utilizarea lor SNS / OP. Au fost calculate analize standard de element și fiabilitate, analize factoriale exploratorii și confirmatorii și corelații cu sIAT. Au fost comparați utilizatorii problematici și non-problematici.

REZULTATE

Coerențele interne au fost ω_ordinal = 0.89 (SNS) și ω_ordinal = 0.88 (OP). Analizele factorilor exploratori au extras un factor pentru ambele chestionare. Analizele de confirmare a factorilor au confirmat rezultatele. Scorurile SNSDQ / OPDQ s-au corelat puternic cu scorurile sIAT și moderat cu timpul de utilizare SNS / OP. Dintre utilizatori, 3.4% (SNS) și 7.1% (OP) se află deasupra limitei limită pentru utilizare problematică. Utilizatorii problematici au avut scoruri sIAT mai mari, au folosit aplicațiile pentru mai mult timp și au experimentat mai multă suferință psihologică.

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 moduri de utilizare, jocurile online, site-urile de rețele sociale (SNS) și pornografia online (OP) sunt deosebit de populare. Toate aceste aplicații sunt în curs de investigare, deoarece utilizarea lor problematică pare să fie legată de suferința psihologică și problemele legate de muncă, performanța academică și relațiile interumane [2,3,4,5,6,7]. Odată cu includerea sa în apendicele celei de a cincea ediții a Manual de diagnostic și statistic al tulburărilor psihice (DSM-5), Tulburare de joc pe internet (IGD) a fost recunoscută ca o tulburare care justifică investigații suplimentare [8]. Acesta a fost primul pas către definirea criteriilor standardizate pentru aceasta. Cele 9 criterii se bazează pe cele pentru tulburările de consum de substanțe și tulburările de joc și trebuie îndeplinite în ultimele 12 luni: (1) preocupare pentru jocuri, (2) retragere atunci când nu se poate juca, (3) toleranță, (4) eșec să oprească / să reducă cantitatea de joc, (5) să renunțe la alte activități în favoarea jocurilor, (6) să continue să joace în ciuda problemelor, (7) să-i înșele pe alții cu privire la cantitatea sa, (8) să joace pentru a scăpa de stările adverse și (9) ) punând în pericol o relație importantă, ocupația cuiva sau educația cuiva din cauza jocurilor.

În timp ce IGD a fost inclus în DSM-5 ca o condiție pentru un studiu ulterior, utilizarea problematică a SNS-urilor și a OP nu a fost. Petry și O'Brien (2013) [9] susțin că există o lipsă de dovezi empirice și inconsecvență în studiile care investighează aceste probleme (SNS și OP). Cu toate acestea, există o dezbatere în curs cu privire la existența, clasificarea și diagnosticul utilizării problematice a aplicațiilor specifice Internetului, cum ar fi SNS sau OP [10] și un număr tot mai mare de studii indică relevanța utilizării problematice a SNS și 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, cum ar fi depresia, tulburările de anxietate, tulburările 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 o utilizare problematică a SNS și OP. Cele mai multe dintre ele se bazează fie pe criteriile de diagnostic pentru dependențele comportamentale (SNS: de exemplu, Bergen Social Media Addiction Scale [16] | OP: de ex. Scală de consum pornografică problematică [17]) sau testul de dependență de Internet [18] (SNS: de exemplu, tendințe de dependență către scara 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 detaliată a se vedea Andreassen (2015) [2] pentru SNS și Wéry & Billieux (2017) [21] pentru OP. Nu lipsesc instrumentele bine validate, dar rămân următoarele probleme: (i) conceptualizări teoretice diferite ale utilizării problematice a SNS și OP cu consecința (ii) că nu sunt disponibile criterii unificate și standardizate pentru a evalua utilizarea problematică a celor trei cele mai importante aplicații online specifice (Gaming, SNS, OP) într-un mod comparativ.

Cel mai recent model teoretic pentru tulburări specifice utilizării internetului este modelul I-PACE [22]. Se bazează pe constatări 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 face ipoteza că etiologia utilizării problematice este similară pentru diferite aplicații de internet. Prin urmare, sugerează aplicarea unor criterii de diagnostic uniforme la toate aplicațiile, standardizând astfel criteriile de diagnostic și permițând comparații ale ratelor de prevalență ale acestora. Deoarece Asociația Americană de Psihiatrie a propus deja criterii standardizate pentru IGD, se sugerează să aplice aceste criterii utilizării problematice a altor aplicații de internet și există 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 a evalua utilizarea problematică a internetului [26, 28, 29] Cu toate acestea, din cunoștințele autorilor, există un singur studiu care a folosit această abordare pentru utilizarea problematică a SNS [27] și niciunul pentru utilizarea problematică a OP.

Scopul prezentului studiu

Prin urmare, scopul acestui studiu a fost de a examina în ce măsură conceptualizarea tulburării de joc pe internet poate fi adaptată la utilizarea problematică a SNS și OP. Petry și colab. (2014) [30] - care au fost membri ai grupului de lucru privind tulburările de utilizare a substanțelor care recomandă includerea IGD în DSM-5 - a publicat un chestionar (Internet Gaming Disorder Questionnaire: IGDQ) pentru evaluarea IGD. Pentru acest studiu, am folosit versiunea germană, care a fost validată de Jeromin, Barke și Rief (2016) [31] și l-a adaptat pentru utilizarea problematică a SNS și OP prin reformularea articolelor (pentru detalii vezi secțiunea „Măsuri”). Pentru a evalua și a evalua în ce măsură conceptul IGD poate oferi un punct de plecare util pentru evaluarea utilizării problematice a SNS și 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%) trebuiau excluși: 228 pentru că lipseau date pentru SNSDQ, 7 pentru că nu reușeau să furnizeze informații serioase (de exemplu, Klingon ca limbă maternă) și 4 pentru că aveau un timp de răspuns irealist rapid ( 2 SD sub timpul mediu). În cele din urmă, au fost analizate datele de la 700 de participanți (Tabel 1).

Sub-eșantion OP

Un total de 1858 de participanți au îndeplinit criteriile de includere. Dintre acestea, 669 (36.01%) au trebuit excluse: 630 pentru că lipseau date pentru OPDQ, 25 pentru că furnizau informații false în mod evident, 9 din cauza unui timp de răspuns irealist rapid și 5 din cauza comentariilor care sugerează că nu înțelegeți sondajul. Pentru a crește comparabilitatea statistică a celor două eșantioane (SNS / OP), un eșantion aleatoriu de 700 de participanți a fost extras din restul de 1189. 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 OP a fost evaluată cu versiunile germane ale SNSDQ și OPDQ. Aceste chestionare sunt versiuni modificate ale IGDQ. IGDQ este format din nouă articole, 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 adăugarea răspunsurilor (intervalul de scor: 0-9). Un scor ≥ 5 a fost definit ca limita pentru primirea unui diagnostic de IGD [30]. Pentru adaptarea sa cu privire la SNS și OP, elementele originale au fost reformulate prin înlocuirea tuturor referințelor la jocurile online cu referințe la SNS sau OP. De exemplu, „Vă simțiți neliniștit, iritabil, prost, furios, anxios sau trist când încercați să reduceți sau să încetați utilizarea SNS sau când nu puteți utiliza SNS?” în loc de „Vă simțiți neliniștit, iritabil, prost, furioasă, anxios sau trist 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 enunțuri care exprimă simptomele posibile ale utilizării problematice a internetului (de exemplu, „Cât de des vă regăsiți spunând„ doar câteva minute ”când sunteți online? ') [18]. Pentru studiul nostru, am folosit versiunea germană validată și am reformulat articolele pentru SNS și OP (de ex. „Cât de des încercați să reduceți timpul petrecut vizionând pornografie online și nu reușiți?”) [32]. Participanții trebuie să evalueze frecvența cu care au experimentat fiecare simptom în ultima săptămână pe o scară de 5 puncte variind de la 1 („niciodată”) la 5 („foarte des”). În scorul sumă rezultat (12-60 de puncte), scorurile mai mari indică o utilizare mai problematică. Consistențele interne ale scalelor adaptate în prezentul studiu au fost bune (SNS: ω = 0.88 | OP: ω = 0.88).

Scurt inventar de simptome

Versiunea germană a Brief Symptom Inventory (BSI) a fost utilizată pentru a identifica simptomele relevante clinic ale participanților [33, 34]. BSI este alcătuit din 53 de afirmații care exprimă simptome de suferință psihologică (de exemplu, „În ultimele 7 zile, cât de mult te-ai chinuit simțindu-te tensionat sau înțins?”). Elementelor li se răspunde pe o scară de 5 puncte variind de la 0 („deloc”) la 4 („extrem”). Scorul total variază între 0 și 212, cu scoruri mai mari indicând un nivel mai mare de suferință. Consistența internă în probele prezente a fost excelentă, cu ω = 0.96 (SNS) și ω = 0.96 (OP).

Analiza datelor

Analizele statistice au fost efectuate folosind SPSS 24 (IBM SPSS Statistics), SPSS Amos, versiunea R 3.5.1 [35] și FACTOR pentru analiza factorilor exploratori (EFA) [36]. Pentru analizele standard ale articolelor pentru fiecare chestionar, SNSDQ și OPDQ, au fost calculate dificultățile articolelor și corelațiile articol-total. Ca măsură a fiabilității, au fost calculați coeficientul omega sau omega ordinal (în cazul datelor binomale). Acești coeficienți sunt recomandați ca o alternativă mai precisă la alfa Cronbach, mai ales atunci când se încalcă presupunerea echivalenței tau [37,38,39,40]. În ceea ce privește validitatea, am investigat structurile factorilor efectuând EFA și analize de factori de confirmare (CFA). Pentru acestea, fiecare eșantion (SNS și OP) a fost împărțit în mod aleatoriu în două submostre (SNS1, SNS2 și OP1, OP2; fiecare submostru: n = 350). Subșantioanele SNS1 și OP1 au fost utilizate pentru EFA și SNS2 și OP2 pentru CFA. Toate celelalte calcule se bazează pe eșantioanele totale. Pentru a testa dacă submosturile au diferit în variabilele cheie (vârstă, scor SNSDQ / OPDQ), s-au efectuat teste t independente. Pentru a stabili dacă datele sunt adecvate pentru EFA, au fost utilizate testul Kaiser – Meyer – Olkin (KMO) și testul de sfericitate al lui Bartlett. Datorită formatului de răspuns dihotomic al SNSDQ și OPDQ, EFA au urmat pe Jeromin și colab. (2016) [31] și a folosit corelații tetracorice ca intrare și cele mai mici pătrate neponderate ca metodă de estimare [41]. Numărul factorilor de extras a fost determinat folosind testul MAP al lui Velicer [42].

A fost efectuat un CFA pe SNS2 și OP2 pentru a testa soluția factorului. Parametrii modelului au fost estimate utilizând estimări de maximă probabilitate. Datorită încălcării ipotezei de normalitate a fost aplicat Bollen-Stine Bootstrapping [43]. Pentru a evalua potrivirea modelului, s-au calculat indicele de potrivire comparativ (CFI), eroarea pătrată medie de rădăcină de aproximare (RMSEA) și reziduul pătrat mediu rădăcină standardizat (SRMR). Potrivit 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 diagnosticului, am comparat utilizatorii problematici cu utilizatorii fără probleme. În mod similar cu IGDQ, utilizatorii cu un scor de ≥ 5 puncte au fost clasificați ca utilizatori problematici și toți ceilalți utilizatori ca neproblematic [30, 31]. Testele t independente (în cazul variațiilor inegale: testele lui Welch) au fost calculate pentru a compara grupurile în ceea ce privește vârsta, timpul petrecut folosind internetul, timpul petrecut folosind aplicația lor preferată și scorurile sIAT și BSI. Datorită dimensiunilor inegale ale grupului, Hedges ' g este raportat ca o măsură a mărimii efectului [45]. Un efect al g = 0.20 este considerat mic, g = 0.50 ca mediu și g = 0.80 la fel de mare [45].

Utilizarea SNS, OP și Internet

SNS

Participanții au folosit internetul în medie 20.9 ± 14.8 h / săptămână și SNS-urile pentru 9.4 ± 10 h / săptămână (44% din timpul total 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 23.6 ± 7.3 puncte. În general, 24 de participanți (3.4%) au avut un scor SNSDQ de ≥5 puncte și, prin urmare, s-au situat peste limita maximă pentru utilizare problematică (vezi Fig. 1 pentru detalii). Scorul total mediu BSI la toți participanții a fost de 9.8 ± 16.7.

Procentul de participanți care îndeplinesc un număr diferit de criterii ale IGDQ modificat (SNS și OP)

Imagine de dimensiune completă

OP

Participanții au folosit internetul în medie 21.9 ± 15.6 h / săptămână și au consumat OP timp de 3.9 ± 6.1 h / săptămână (18.9% din timpul total online). Cea mai populară formă de OP 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 limita de ≥ 5 puncte (vezi Fig. 1 pentru detalii). Scorul mediu BSI la toți participanții a fost de 25.6 ± 27.6.

Analiza articolelor și consistența internă

Rezultatele analizelor articolelor sunt prezentate în tabele 2 și 3.

SNS

Pentru versiunea SNS, itemul 7 a avut cea mai mică aprobare (numărul de răspunsuri afirmative (naa) = 21), în timp ce itemul 6 a avut cea mai mare (naa = 247). Acest lucru se traduce printr-un element de dificultate de p_i = 0.03 (articolul 7) și p_i = 0.35 (item 6), cu o dificultate medie în toate elementele de p_i = 0.13. Elementul corectat - corelațiile totale au variat de la r_CTI = 0.28 (elementul 3) până la r_CTI = 0.39 (itemi 4, 5 și 6), cu o medie de r_itc = 0.36. Coerența internă a fost ω_ordinal = 0.89, iar scara nu ar fi beneficiat de eliminarea vreunui articol.

OP

În versiunea PO 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 obiectului a fost p_i = .17, cu elementul 9 fiind cel mai (p_i = 0.03) și elementul 7 (p_i = 0.41) cel mai puțin dificil. Elementul corectat - corelațiile totale au variat între r_CTI = 0.29 (articolul 7) și r_CTI = 0.47 (item 5), cu un item corect corect - corelație totală de r_CTI = 0.38. Coerența internă a fost ω_ordinal = 0.88. Eliminarea articolelor nu ar fi sporit consistența internă.

Structura factorilor

Sub-eșantioanele (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 (a se vedea Apendice).

SNS

Testul de sfericitate al lui Bartlett (Χ² = 407.4, df = 36, p <0.001), precum și criteriul KMO (0.74) au indicat că datele sunt adecvate pentru EFA. 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 (articolul 3) și 0.78 (articolul 9) (Tabel 2). A fost calculat un CFA cu submostrul SNS2 pentru a testa soluția cu un singur factor. Indicii de potrivire au fost CFI = 0.81, RMSEA = 0.092 [CI = 0.075-0.111] și SRMR = 0.064 (pentru diagrama traseului, vezi Fig. 2).

Diagrama de cale pentru analiza factorilor de confirmare cu submostrul SNS2 (n = 350). Toți coeficienții de cale sunt standardizați și semnificativi statistic (p <0.001)

Imagine de dimensiune completă

OP

Testul de sfericitate al lui Bartlett (Χ² = 455.7, df = 36, p <0.001) și criteriul KMO (0.80) au indicat că datele sunt adecvate pentru EFA, iar testul MAP a sugerat o soluție cu un singur factor. Factorul extras a explicat 53.30% din varianța totală. Articolele 3 și 7 au avut cel mai mic factor de încărcare (0.52), în timp ce articolul 9 a avut cel mai mare (0.93) (Tabel 3). Soluția cu un singur factor a fost testată cu un CFA (sub-eșantion: 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).

Diagrama de parcurs pentru analiza factorilor de confirmare cu sub-eșantionul OP2 (n = 350). Toți coeficienții de cale sunt standardizați și semnificativi statistic (p <0.001)

Imagine de dimensiune completă

Corelații cu utilizarea SNS / OP / internet și scorurile sIAT

SNS

Scorurile SNSDQ corelate cu timpul de utilizare SNS (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 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

În comparație cu utilizatorii fără probleme, utilizatorii SNS problematici au folosit SNS mult mai mult și au avut scoruri sIAT mai mari. De asemenea, păreau să experimenteze mai multă suferință psihopatologică, dar, în ciuda dimensiunii efectului diferenței, aceasta a fost doar o tendință (p = 0.13). Pentru detalii vezi Tabelul 4.

OP

În comparație cu utilizatorii fără probleme, participanții identificați ca utilizatori problematici ai 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 (Tabel 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

Aprobarea medie a itemilor a fost scăzută pentru ambele chestionare, ceea ce este de așteptat și de dorit, dat fiind că listele de verificare evaluează criteriile de utilizare problematică într-un eșantion non-clinic. Pentru SNS, cel mai aprobat articol, articolul 6, se referă la amânare. Acest lucru pare plauzibil, deoarece SNS sunt adesea folosite pentru a amâna [46, 47]. Punctul 7 (înșelăciune / acoperire) a primit cea mai mică aprobare, ceea ce pare, de asemenea, rezonabil, dat fiind faptul că mulți oameni folosesc SNS zilnic și într-o manieră acceptată social, făcând inutilă minciuna cu privire la aceasta [12]. Pentru PO, punctul 7 (înșelăciune / acoperire) a avut cea mai mare aprobare. Acest lucru este posibil, deoarece acceptarea socială a OP este destul de scăzută, chiar dacă este utilizată ocazional și mulți oameni s-ar putea să se simtă jenați de aceasta [48]. Cea mai mică aprobare a fost pentru punctul 9, ceea ce pare rezonabil, deoarece implică consecințe grave (risc / pierdere de relații / oportunități). Corelațiile corecte item-total au fost medii atât pentru chestionare, cât și peste pragul r_CTI = 0.30 [43]. Singurele excepții au fost articolul 3 pentru SNS și articolul 7 pentru OP. Punctul 3 se referă la toleranță, un criteriu care este tipic abuzului de substanțe, dar pare a fi mai greu de aplicat în contextul SNS [49]. Corelarea scăzută corectată a articolului - total pentru itemul 7 (OP) pare rezonabilă, deoarece, după cum sa discutat, utilizarea OP poate fi în general asociată cu jenă, astfel încât înșelarea altora cu privire la utilizarea cuiva nu discriminează bine între utilizatorii problematici și cei fără probleme.

Încredere

SNSDQ și OPDG au arătat consistențe interne bune (SNS: ω_ordinal = 0.89; OP: ω_ordinal = 0.88). Rezultatele sunt comparabile cu alte chestionare care măsoară SNS problematice (de exemplu, Bergen Social Media Scale: α = 0.88) sau utilizarea OP (de exemplu, sIAT-sex: α = 0.88) [16, 20].

Valabilitate

În cursul ALE, a fost extras un singur factor pentru SNS, precum și versiunea PO a chestionarului. Acest lucru este în concordanță cu rezultatul pentru IGDQ original [31]. Punctul 3 a avut cel mai mic factor de încărcare 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 a provenit din dependențe pe bază de 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 este discutată și utilitatea sa controversată (pentru: [30, 50] | contra: [51, 52]). În versiunea OP, articolul 7 (înșelăciune / acoperire) avea, de asemenea, o încărcare a factorului mai mică decât celelalte articole. Aceasta reflectă argumentul de mai sus cu privire la motivul pentru care elementul nu este atât de util pentru diferențierea între utilizatorii problematici și utilizatorii neproblematici (37.4% dintre utilizatorii fără probleme și 86% dintre utilizatorii problematici l-au susținut). Acest lucru indică faptul că comportamentul de acoperire nu este asociat în mod explicit cu o suprautilizare problematică măsurată de OPDG, dar probabil cu atitudini 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 s-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 SNS (pe săptămână). Versiunea OP a arătat, de asemenea, o mică corelație cu timpul de utilizare a OP (pe săptămână). Mărimea corelațiilor de utilizare problematică cu timpul petrecut folosind aplicația respectivă este în intervalul celor raportate în mod constant [53,54,55].

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

Este important de reținut că nu se poate face niciun diagnostic folosind aceste instrumente. În primul rând, nici DSM-5 și nici ICD-11 nu conțin diagnostice pentru utilizarea problematică a OP sau SNS. În al doilea rând, chiar dacă ar face acest lucru, ar fi necesar un interviu clinic de către un expert pentru a verifica prezența suferinței semnificative din punct de vedere clinic și a afectării funcționale și absența oricărui criteriu de excludere pentru fiecare caz individual, care sunt o cerință pentru un diagnostic psihiatric. O astfel de judecată clinică independentă nu a fost colectată în prezentul studiu, deci nu putem stabili dacă persoanele de peste limită ar justifica vreun diagnostic. Cu toate acestea, le-am considera ca posibili candidați la un astfel de diagnostic. Pentru a investiga în continuare validitatea diagnosticului, am comparat utilizatorii deasupra și dedesubtul limită și am constatat diferențe semnificative. Utilizatorii problematici petreceau mai mult timp online pe săptămână (numai pentru OP) și își foloseau aplicația preferată mai mult timp. Deși un timp de utilizare crescut nu este un criteriu suficient pentru a deduce o utilizare problematică, mai multe studii au descoperit 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 (numai pentru OP). În general, aceste rezultate - în special diferența foarte mare între scorurile totale BSI în cazul utilizatorilor problematici ai OP - pot fi privite ca primii indicatori ai validității criteriilor instrumentelor și sugerează că criteriile IGD ar putea fi adecvate pentru identificarea persoanelor cu o utilizare problematică a SNS sau OP [56].

Limitări

Studiul trebuie luat în considerare în lumina limitărilor sale. O limitare este că doar participanții adulți au fost testați, deși SNS sunt folosite în mod 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 decât atât, au fost colectate doar datele auto-raportate, care sunt predispuse la efecte de părtinire, cum ar fi dezirabilitatea socială sau varianța metodelor comune. În plus, acestea nu au inclus o judecată clinică. Având în vedere că scopul listelor de verificare de auto-raportare este de a identifica utilizatorii problematici, studii suplimentare ar trebui să investigheze validitatea acestora cu eșantioane de persoane care sunt judecate de către medici pentru a demonstra utilizarea problematică într-un sens relevant din punct de vedere clinic. În plus, este important să rețineți că nu au fost convenite nici criteriile pentru diagnostic, nici numărul de articole sau orice limită. Nu intenționăm să propunem argumente dacă aceste tipare comportamentale ar justifica statutul unei „tulburări”. Mai degrabă ne propunem să promovăm cercetarea în identificarea utilizării problematice a SNS și OP prin furnizarea unui instrument comun care poate 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