Psychometrický prístup k posudzovaniu problematického využívania online pornografie a stránok sociálnych sietí založený na konceptualizácii poruchy internetových hier (2020)

pozadia

Problematické využívanie online hier, stránok sociálnych sietí (SNS) a online pornografie (OP) predstavuje stále sa rozvíjajúci problém. Na rozdiel od problematického využívania SNS a OP, bola porucha internetového hrania (IGD) zahrnutá do nového vydania Diagnostický a štatistický manuál duševných porúch (DSM-5) ako podmienka pre ďalšie štúdium. Táto štúdia prispôsobila kritériá IGD problematickému používaniu SNS a OP úpravou validovaného dotazníka pre IGD (Internet Gaming Disorder Questionnaire: IGDQ) a skúmaním psychometrických vlastností upravených verzií, SNSDQ a OPDQ.

Metódy

Dve online vzorky (SNS: n = 700, 25.6 ± 8.4 rokov, 76.4% žien; OP: n = 700, 32.9 ± 12.6 rokov, 76.7% mužov) dokončili SNSDQ / OPDQ, Brief Symptom Inventory (BSI) a krátky test závislosti na internete (sIAT) a poskytli informácie o ich použití SNS / OP. Boli vypočítané štandardné analýzy položiek a spoľahlivosti, prieskumné a potvrdzujúce faktorové analýzy a korelácie so sIAT. Porovnávali sa problémoví a bezproblémoví používatelia.

výsledky

Vnútorné konzistencie boli ω_poradový = 0.89 (SNS) a ω_poradový = 0.88 (OP). Analýzy prieskumného faktora extrahovali jeden faktor pre oba dotazníky. Výsledky potvrdili potvrdzujúce faktorové analýzy. Skóre SNSDQ / OPDQ vysoko korelovalo so skóre sIAT a mierne s dobou využitia SNS / OP. Z používateľov ležalo nad hranicou 3.4% (SNS) a 7.1% (OP) pre problematické použitie. Problémoví používatelia mali vyššie skóre sIAT, dlhšie používali aplikácie a pociťovali väčšie psychické ťažkosti.

záver

Výsledky štúdie celkovo naznačujú, že prispôsobenie kritérií IGD je sľubným prístupom k meraniu problematického použitia SNS / OP.

V roku 2017 použilo internet 3.5 miliardy ľudí [1]. Z mnohých spôsobov jeho použitia sú obzvlášť populárne online hry, stránky sociálnych sietí (SNS) a online pornografia (OP). Všetky tieto aplikácie sú predmetom vyšetrovania, pretože sa zdá, že ich problematické použitie súvisí s psychickými problémami a problémami s prácou, akademickým výkonom a medziľudskými vzťahmi [2,3,4,5,6,7]. Jeho zaradením do prílohy piateho vydania Diagnostický a štatistický manuál duševných porúch (DSM-5), Porucha v oblasti hier na internete (IGD) bola uznaná ako porucha oprávňujúca na ďalšie vyšetrovanie [8]. Bol to prvý krok k definovaniu štandardizovaných kritérií. Deväť kritérií je založených na kritériách pre poruchy užívania návykových látok a poruchy hazardných hier a musia byť splnené za posledných 9 mesiacov: (12) zaneprázdnenie hraním hier, (1) stiahnutie sa z hry, keď nie je možné hrať, (2) tolerancia, (3) zlyhanie zastaviť / znížiť množstvo hrania, (4) vzdať sa iných aktivít v prospech hrania, (5) pokračovať v hraní napriek problémom, (6) klamať ostatných o jeho množstve, (7) hranie sa pred unikaním nepriaznivým náladám a (8) ) ohrozenie dôležitého vzťahu, zamestnania alebo vzdelania kvôli hre.

Zatiaľ čo IGD bola zahrnutá do DSM-5 ako podmienka pre ďalšie štúdium, problematické použitie SNS a OP nebolo. Petry a O'Brien (2013) [9] tvrdia, že chýbajú empirické dôkazy a nejednotnosť v štúdiách skúmajúcich tieto problémy (SNS a OP). Napriek tomu stále existuje diskusia o existencii, klasifikácii a diagnostike problematického používania konkrétnych internetových aplikácií, ako sú SNS alebo OP [10] a rastúci počet štúdií naznačuje závažnosť problematického využívania SNS a OP [3, 5, 11, 12], v neposlednom rade kvôli ich spojeniu so zvýšenou úrovňou psychickej tiesne. Môžu to byť dokonca aj príznaky psychiatrických porúch, ako je depresia, úzkostné poruchy, poruchy pozornosti a hyperaktivita alebo obsedantno-kompulzívna porucha [2, 11, 13,14,15].

Posúdenie problematického využívania SNS a OP

Existuje niekoľko rôznych diagnostických nástrojov na hodnotenie problematického použitia SNS a OP. Väčšina z nich je buď založená na diagnostických kritériách pre závislosť od správania (SNS: napr. Bergen Social Media Addiction Scale [16] | OP: napr. Škála spotreby problematickej pornografie [17]) alebo Test závislosti na internete [18] (SNS: napr. Návykové tendencie k škále SNS [19] | OP: sIAT-sex [20]). Upozorňujeme, že to v žiadnom prípade nie je vyčerpávajúci zoznam všetkých diagnostických nástrojov. Podrobný prehľad nájdete v dokumente Andreassen (2015) [2] pre SNS a Wéry & Billieux (2017) [21] pre OP. Neexistuje nedostatok dobre validovaných nástrojov, ale stále pretrvávajú tieto problémy: i) rôzne teoretické koncepcie problémového využívania SNS a OP s tým dôsledkom, ii) že nie sú k dispozícii jednotné štandardizované kritériá na hodnotenie problematického použitia týchto troch nástrojov. najdôležitejšie konkrétne online aplikácie (Gaming, SNS, OP) porovnateľným spôsobom.

Najnovším teoretickým modelom pre konkrétne poruchy používania internetu je model I-PACE [22]. Vychádza z empirických poznatkov a integruje predchádzajúce teoretické úvahy z iných modelov v oblasti závislostí na správaní, ako je Syndrome Model [23] alebo model závislosti od komponentov [24]. Model I-PACE predpokladá, že etiológia problematického použitia je pre rôzne internetové aplikácie podobná. Preto navrhuje uplatnenie jednotných diagnostických kritérií na všetky aplikácie, čím sa štandardizujú diagnostické kritériá a umožní sa porovnanie ich mier prevalencie. Pretože Americká psychiatrická asociácia už navrhla štandardizované kritériá pre IGD, navrhuje sama uplatniť tieto kritériá na problematické používanie iných internetových aplikácií a existuje niekoľko výskumníkov, ktorí s týmto prístupom súhlasia [25,26,27]. Niektoré štúdie už tento prístup použili na vývoj psychometrických nástrojov na hodnotenie problematického používania internetu [26, 28, 29] Avšak podľa najlepších vedomostí autorov existuje iba jedna štúdia, ktorá tento prístup využila na problematické využitie SNS [27] a žiadny pre problematické využitie OP.

Cieľ tejto štúdie

Cieľom tejto štúdie bolo preto preskúmať, do akej miery je možné prispôsobiť konceptualizáciu poruchy internetového hrania problematickému využívaniu SNS a OP. Petry a kol. (2014) [30] - ktorí boli členmi pracovnej skupiny pre poruchu užívania návykových látok, ktorí odporúčajú zahrnúť IGD do systému DSM-5 - uverejnili dotazník (Dotazník o poruchách v hraní hier na internete: IGDQ) na hodnotenie IGD. Pre túto štúdiu sme použili nemeckú verziu, ktorú potvrdili Jeromin, Barke a Rief (2016) [31] a upravil ho na problematické použitie SNS a OP preformulovaním položiek (podrobnosti nájdete v časti „Opatrenia“). S cieľom posúdiť a vyhodnotiť, do akej miery môže koncepcia IGD poskytnúť užitočný východiskový bod pre hodnotenie problémového používania SNS a OP, sme skúmali psychometrické vlastnosti dvoch modifikovaných verzií, SNSDQ a OPDQ.

Účastníci a postup

Údaje boli zhromaždené prostredníctvom online prieskumu (október 2017 - január 2018). Odkaz na dotazník bol uverejnený na všeobecných (napr. Reddit) a aplikačných internetových fórach (napr. Facebookové skupiny), SNS a poštových zoznamoch. Na začiatku účastníci špecifikovali, či používajú hlavne SNS alebo OP, a boli presmerovaní na zodpovedajúci dotazník (SNS / OP). Ako stimul mohli účastníci vyhrať jeden z piatich darčekových poukazov na internetový obchod (hodnota poukazu: 20 €). Kritériá začlenenia boli: informovaný súhlas, vek ≥ 18 rokov. Kritériá vylúčenia boli: žiadny rodený hovorca (nemčina), percento času online stráveného používaním SNS / OP ≤ 5%.

Čiastková vzorka SNS

Kritériá zaradenia splnilo celkovo 939 účastníkov. Z nich bolo treba vylúčiť 239 (25.45%): 228 z dôvodu chýbajúcich údajov pre SNSDQ, 7 z dôvodu neposkytnutia závažných informácií (napr. Ich rodný jazyk Klingon) a 4 z dôvodu nerealisticky rýchleho času odpovede ( 2 SD pod priemerným časom). Na záver boli analyzované údaje od 700 účastníkov (tabuľka 1).

Podvzorok OP

Kritériá zaradenia splnilo celkovo 1858 účastníkov. Z nich bolo treba vylúčiť 669 (36.01%): 630 z dôvodu chýbajúcich údajov za OPDQ, 25 z dôvodu poskytnutia zjavne nepravdivých informácií, 9 z dôvodu nereálne rýchleho času na odpoveď a 5 z dôvodu pripomienok, ktoré naznačovali, že zlyhali porozumieť prieskumu. Na zvýšenie štatistickej porovnateľnosti dvoch čiastkových vzoriek (SNS / OP) bola zo zvyšných 700 vzoriek odobratá náhodná vzorka 1189 účastníkov. Nakoniec boli analyzované údaje od 700 účastníkov (tabuľka 1).

Opatrenia

Sociálno-demografické informácie

Boli zhromaždené informácie týkajúce sa pohlavia, veku, vzdelania, zamestnania a stavu vzťahov.

Informácie týkajúce sa všeobecného a špecifického používania internetu

Účastníci uviedli, koľko času (hodín) strávia online v typickom týždni. Okrem toho poskytli konkrétne informácie týkajúce sa ich použitia SNS alebo OP, napríklad to, ktoré stránky SNS / OP používajú väčšinou a ako dlho používajú SNS alebo OP (hodiny / týždeň).

Problematické použitie

Tendencia problematického využívania SNS alebo OP bola hodnotená nemeckými verziami SNSDQ a OPDQ. Tieto dotazníky sú upravené verzie IGDQ. IGDQ sa skladá z deviatich položiek, ktoré odrážajú zodpovedajúce kritériá DSM-5 pre IGD. Má formát dichotomickej odpovede pozostávajúci z „nie“ (0) a „áno“ (1). Skóre sa získa súčtom odpovedí (rozsah skóre: 0–9). Skóre ≥ 5 bolo definované ako medzná hodnota pre stanovenie diagnózy IGD [30]. Pre svoju adaptáciu ohľadne SNS a OP boli pôvodné položky preformulované nahradením všetkých odkazov na online hry odkazmi na SNS alebo OP. Napríklad: „Cítite sa nepokojný, podráždený, náladový, nahnevaný, úzkostlivý alebo smutný pri pokuse o prerušenie alebo ukončenie používania SNS alebo keď nemôžete používať SNS?“ namiesto „Cítite sa nepokojný, podráždený, náladový, nahnevaný, úzkostlivý alebo smutný pri pokuse o prerušenie alebo prerušenie hry alebo keď nemôžete hrať?“

Krátky test závislosti na internete

SIAT je krátka verzia Testu závislosti na internete a pozostáva z 12 výrokov vyjadrujúcich možné príznaky problémového používania internetu (napr. „Ako často hovoríte„ len pár ďalších minút “, keď ste online?) [18]. Pre našu štúdiu sme použili overenú nemeckú verziu a preformulovali sme položky pre použitie v SNS a OP (napr. „Ako často sa snažíte znížiť čas, ktorý trávite sledovaním online pornografie a neúspechom?“) [32]. Účastníci musia hodnotiť frekvenciu, s akou zažívali každý príznak za posledný týždeň, na päťbodovej škále od 5 („nikdy“) do 1 („veľmi často“). Vo výslednom súčtovom skóre (5–12 bodov) vyššie skóre naznačuje problematickejšie využitie. Interné konzistencie prispôsobených stupníc v tejto štúdii boli dobré (SNS: ω = 60 | OP: ω = 0.88).

Stručný zoznam príznakov

Na identifikáciu klinicky relevantných symptómov účastníkov bola použitá nemecká verzia Súpisu krátkych symptómov (BSI) [33, 34]. BSI pozostáva z 53 vyhlásení vyjadrujúcich príznaky psychologického utrpenia (napr. „Koľko ste boli za posledných 7 dní znepokojení tým, že ste sa cítili napätí alebo v kóde?“). Na položky sa odpovedá na 5-bodovej škále od 0 („vôbec“) do 4 („extrémne“). Celkové skóre sa pohybuje medzi 0 a 212, pričom vyššie skóre naznačuje vyššiu úroveň utrpenia. Vnútorná konzistencia v predložených vzorkách bola vynikajúca, s ω = 0.96 (SNS) a ω = 0.96 (OP).

Analýza dát

Štatistické analýzy sa uskutočňovali pomocou SPSS 24 (IBM SPSS Statistics), SPSS Amos, R verzia 3.5.1 [35] a FAKTOR pre analýzu prieskumných faktorov (EFA) [36]. Pre štandardné analýzy položiek pre každý dotazník boli vypočítané hodnoty SNSDQ a OPDQ, ťažkosti s položkami a korelácia medzi položkami a celkovými položkami. Ako miera spoľahlivosti sa vypočítal koeficient omega alebo ordinal omega (v prípade binomálnych údajov). Tieto koeficienty sa odporúčajú ako presnejšia alternatíva k Cronbachovej alfa, najmä ak je porušený predpoklad tau-ekvivalencie [37,38,39,40]. Pokiaľ ide o platnosť, skúmali sme faktorové štruktúry vykonávaním EFA a potvrdzujúcich faktorových analýz (CFA). Z nich bola každá vzorka (SNS a OP) náhodne rozdelená do dvoch čiastkových vzoriek (SNS1, SNS2 a OP1, OP2; každá čiastková vzorka: n = 350). Podvzorky SNS1 a OP1 sa použili pre EFA a SNS2 a OP2 pre CFA. Všetky ostatné výpočty sú založené na celkových vzorkách. Na testovanie toho, či sa podvzorky líšili v kľúčových premenných (vek, skóre SNSDQ / OPDQ), boli vykonané nezávislé t testy. Na zistenie vhodnosti údajov pre EFA sa použil Kaiser-Meyer-Olkinov test (KMO) a Bartlettov test sféricity. Kvôli formátu dichotomickej odpovede SNSDQ a OPDQ sa EFA riadili Jerominom a spol. (2016) [31] a ako vstupnú metódu použili tetrachorické korelácie a nevážené najmenšie štvorce ako metódu odhadu [41]. Počet faktorov, ktoré sa mali extrahovať, sa určil pomocou Velicerovho MAP testu [42].

Na testovanie faktorového riešenia sa uskutočňovala CFA na SNS2 a OP2. Parametre modelu boli odhadnuté pomocou odhadov maximálnej pravdepodobnosti. Z dôvodu porušenia predpokladu normality bol použitý Bollen-Stine Bootstrapping [43]. Na vyhodnotenie prispôsobenia modelu sa vypočítal komparatívny index prispôsobenia (CFI), odchýlka od kvadratickej odchýlky aproximácie (RMSEA) a štandardizovaný zvyšok kvadratickej odchýlky (SRMR). Podľa Hu a Bentler (1999) [44], hraničné kritériá pre prijateľné prispôsobenie modelu sú CFI> 0.95, RMSEA medzi 0.06 a 0.08 a SRMR <0.08.

Dvojrozmerné vzťahy medzi skóre SNSDQ a OPDG a časom stráveným používaním internetu všeobecne, časom stráveným používaním preferovanej aplikácie (SNS / OP) a skóre sIAT boli testované pomocou Pearsonových korelácií.

Aby sme poskytli prvý údaj o diagnostickej platnosti, porovnali sme problémových používateľov s bezproblémovými. Analogicky k IGDQ boli používatelia so skóre ≥ 5 bodov kategorizovaní ako problémoví používatelia a všetci ostatní používatelia ako bezproblémoví [30, 31]. Boli vypočítané nezávislé t testy (v prípade nerovnakých odchýlok: Welchove testy) na porovnanie skupín týkajúcich sa veku, času stráveného používaním internetu, času stráveného používaním ich preferovanej aplikácie a skóre sIAT a BSI. Kvôli nerovnakej veľkosti skupín Hedges ' g sa uvádza ako miera veľkosti účinku [45]. Účinok g = 0.20 sa považuje za malú, g = 0.50 ako médium a g = 0.80 rovnako veľké [45].

Používanie SNS, OP a internetu

SNS

Účastníci využívali internet v priemere 20.9 ± 14.8 h / týždeň a SNS 9.4 ± 10 h / týždeň (44% z celkového času online), pričom najpopulárnejším SNS bol Facebook (n = 355; 50.7%), za ktorým nasleduje Instagram (n = 196; 28%) a YouTube (n = 74; 10.6%). Priemerné skóre SNSDQ a sIAT boli 1.2 ± 1.5 a 23.6 ± 7.3 bodu. Celkovo malo 24 účastníkov (3.4%) skóre SNSDQ ≥ 5 bodov, a teda ležalo nad hraničnou hodnotou pre problematické použitie (pozri obr. 1 podrobnosti). Priemerné celkové skóre BSI u všetkých účastníkov bolo 9.8 ± 16.7.

Percento účastníkov spĺňajúcich rôzny počet kritérií modifikovaného IGDQ (SNS a OP)

Obrázok v plnej veľkosti

OP

Účastníci používali internet v priemere 21.9 ± 15.6 h / týždeň a spotrebovali OP 3.9 ± 6.1 h / týždeň (18.9% z celkového času online). Najobľúbenejšou formou OP boli videá (n = 351; 50.1%), za ktorými nasledujú obrázky (n = 275; 39.3%) a webové kamery (n = 71; 10.1%). Priemerné skóre OPDG a sIAT boli 1.5 ± 1.7 a 22.3 ± 7.9. Celkovo 50 účastníkov (7.1%) dosiahlo skóre OPDQ nad medznou hodnotou ≥ 5 bodov (pozri obr. 1 podrobnosti). Priemerné skóre BSI u všetkých účastníkov bolo 25.6 ± 27.6.

Analýza položiek a vnútorná konzistencia

Výsledky analýz položiek sú uvedené v tabuľkách 2 a 3.

SNS

Pokiaľ ide o verziu SNS, položka 7 mala najnižšie hodnotenie (počet kladných odpovedí (naa) = 21), zatiaľ čo položka 6 mala najvyššie hodnotenie (naa = 247). Z toho vyplýva obtiažnosť položky p_i = 0.03 (položka 7) a p_i = 0.35 (položka 6), so strednou obtiažnosťou vo všetkých položkách p_i = 0.13. Opravená položka - celkové korelácie sa pohybovali od r_ITC = 0.28 (položka 3) až r_ITC = 0.39 (položky 4, 5 a 6), s priemerom r_itc = 0.36. Vnútorná konzistencia bola ω_poradový = 0.89, a pre stupnicu by nebolo prospešné, keby ste odstránili akúkoľvek položku.

OP

Vo verzii dotazníka v OP mala položka 9 (naa = 24) najnižšiu mieru schválenia, zatiaľ čo položka 7 mala najvyššiu (naa = 286). Priemerná obtiažnosť položky bola p_i = 17, pričom položka 9 je najviac (p_i = 0.03) a položka 7 (p_i = 0.41) najmenej ťažké. Opravená položka - celkové korelácie sa pohybovali medzi r_ITC = 0.29 (položka 7) a r_ITC = 0.47 (položka 5), ​​s priemernou opravenou položkou - celková korelácia r_ITC = 0.38. Vnútorná konzistencia bola ω_poradový = 0.88. Odstránením položiek by sa vnútorná konzistencia nezvýšila.

Štruktúra faktorov

Podvzorky (SNS1 vs. SNS2; OP1 vs. OP2) sa nelíšili, čo sa týka veku, pohlavia, používania internetu, použitia SNS / OP, sIAT, SNSDQ / OPDQ a skóre BSI (pozri Dodatok).

SNS

Bartlettov test sférickosti (Χ² = 407.4, df = 36, p Rovnako ako kritérium KMO (0.001) naznačilo, že údaje sú vhodné pre EFA. Velicerov MAP test odporučil extrakciu jediného faktora. Tento faktor vysvetlil 0.74% z celkovej odchýlky. Faktorové zaťaženia sa pohybovali medzi 52.74 (položka 0.54) a 3 (položka 0.78) (tabuľka 2). Na testovanie jednofaktorového riešenia bola vypočítaná CFA s čiastkovou vzorkou SNS2. Fit indexy boli CFI = 0.81, RMSEA = 0.092 [CI = 0.075–0.111] a SRMR = 0.064 (diagram dráhy, pozri obr. 2).

Schéma cesty pre potvrdzujúcu faktorovú analýzu s podvzorkom SNS2 (n = 350). Všetky koeficienty dráhy sú štandardizované a štatisticky významné (p <0.001)

Obrázok v plnej veľkosti

OP

Bartlettov test sférickosti (Χ² = 455.7, df = 36, p <0.001) a kritérium KMO (0.80) naznačilo, že údaje sú vhodné pre EFA, a test MAP navrhol jednofaktorové riešenie. Extrahovaný faktor vysvetlil 53.30% z celkovej odchýlky. Položky 3 a 7 mali najnižšie zaťaženie faktorom (0.52), zatiaľ čo položka 9 mala najvyššie zaťaženie (0.93) (tabuľka 3). Jednofaktorové riešenie bolo testované na CFA (podvzorok: OP2). Indexy prispôsobenia modelu boli CFI = 0.87, RMSEA = 0.080 [CI = 0.062–0.099] a SRMR = 0.057 (diagram cesty nájdete na obr. 3).

Cestový diagram pre potvrdzujúcu faktorovú analýzu s podvzorkom OP2 (n = 350). Všetky koeficienty dráhy sú štandardizované a štatisticky významné (p <0.001)

Obrázok v plnej veľkosti

Korelácie s používaním SNS / OP / internetu a skóre sIAT

SNS

Skóre SNSDQ korelovalo s časom využitia SNS (r = 0.32, p 0.01), týždenný čas používania internetu (r = 0.16, p 0.01) a skóre sIAT (r = 0.73, p 0.01).

OP

Skóre OPDQ korelovalo s časom použitia OP (r = 0.22, p <0.01) a veľmi slabo s dobou používania internetu za týždeň (r = 0.08, p <0.05). Najvyššia korelácia sa zistila so skóre sIAT (r = 0.72, p <0.01).

Porovnanie osôb s problematickým a bezproblémovým používaním SNS / OP

SNS

V porovnaní s bezproblémovými používateľmi problémoví používatelia SNS používali SNS oveľa viac a mali vyššie skóre sIAT. Tiež sa zdalo, že prežívajú väčšie psychopatologické ťažkosti, ale napriek veľkosti rozdielu to bola iba tendencia (p = 0.13). Podrobnosti nájdete v tabuľke 4.

OP

V porovnaní s bezproblémovými používateľmi účastníci identifikovaní ako problémoví používatelia OP trávili viac času na internete všeobecne a viac času používaním OP, mali oveľa vyššie skóre sIAT a pociťovali väčšie psychopatologické ťažkosti (tabuľka 4).

V tejto štúdii sme nemeckú verziu IGDQ prispôsobili použitiu SNS a OP a vyhodnotili sme psychometrické vlastnosti upravených verzií s cieľom preskúmať, do akej miery sú kritériá IGD vhodné na posúdenie problémového použitia SNS a OP.

Analýza položky

Priemerné schválenie položiek bolo pre obidva dotazníky nízke, čo je očakávané a žiaduce vzhľadom na to, že kontrolné zoznamy hodnotia kritériá problémového použitia v neklinickej vzorke. Pre SNS sa najviac schvaľovaná položka, položka 6, týka prokrastinácie. Je to pravdepodobné, pretože SNS sa často používajú na odkladanie [46, 47]. Položka 7 (klamať / zakrývať) získala najnižšiu podporu, čo sa tiež zdá byť rozumné vzhľadom na to, že veľa ľudí používa SNS denne a spoločensky akceptovaným spôsobom, takže klamstvo o ňom nie je potrebné [12]. Pokiaľ ide o OP, položka 7 (klamať / zakrývať) mala najvyššiu podporu. Je to možné tak, pretože spoločenská akceptácia OP je dosť nízka, aj keď sa používa náhodne a mnoho ľudí sa za ňu môže cítiť trápne [48]. Najnižšia podpora sa týkala položky 9, ktorá sa zdá byť primeraná, pretože z nej vyplývajú vážne následky (riziko / strata vzťahov / príležitostí). Opravené položky - celkové korelácie boli pre obidva dotazníky stredné a nad prahovou hodnotou r_ITC = 0.30 [43]. Výnimkou boli iba položka 3 pre SNS a položka 7 pre OP. Bod 3 sa týka tolerancie, kritéria typického pre zneužívanie návykových látok, ale zdá sa, že je ťažšie ho uplatniť v kontexte SNS [49]. Nízka opravená korelácia medzi položkou a celkom pre položku 7 (OP) sa javí ako rozumná, pretože, ako už bolo spomenuté, použitie OP môže byť všeobecne spojené s rozpakmi, takže klamanie ostatných o ich použití dobre nediskriminuje problémových a bezproblémových používateľov.

Spoľahlivosť

SNSDQ a OPDG vykazovali dobré vnútorné konzistencie (SNS: ω_poradový = 0.89; OP: ω_poradový = 0.88). Výsledky sú porovnateľné s ostatnými dotazníkmi merajúcimi problematické SNS (napr. Bergen Social Media Scale: α = 0.88) alebo OP použitie (napr. SIAT-sex: α = 0.88) [16, 20].

platnosť

V priebehu EFA sa pre SNS, ako aj pre OP verzie dotazníka vyťažil jediný faktor. Je to v súlade s výsledkom pre pôvodné IGDQ [31]. Položka 3 mala najnižšie faktorové zaťaženie v obidvoch verziách, pravdepodobne preto, že kritérium tolerancie veľmi dobre nezodpovedá kontextu SNS a OP. Kritérium tolerancie nakoniec vychádzalo zo závislostí na látkach. V tejto súvislosti bol jeho význam definovaný oveľa jasnejšie ako v prípade problematického používania OP, SNS alebo online hier, o ktorých kontroverznosti sa diskutuje aj o jeho užitočnosti (pre: [30, 50] | contra: [51, 52]). Vo verzii OP mala položka 7 (klamanie / zakrytie) tiež nižšie faktorové zaťaženie ako ostatné položky. Odráža to vyššie uvedený argument, prečo položka nie je taká užitočná na rozlíšenie medzi problémovými a bezproblémovými používateľmi (37.4% bezproblémových a 86% problémových používateľov ju podporilo). To naznačuje, že zakrývacie správanie nie je výslovne spojené s problémovým nadmerným používaním meraným OPDG, ale pravdepodobne so sociálnymi postojmi k OP vo všeobecnosti.

Výsledky CFA celkovo naznačujú, že jednofaktorové riešenia pre oba dotazníky sú diskutabilné a nepredstavujú vhodné riešenie. Zatiaľ čo SRMR bolo dobré pre obidva modely, CFI a RMSEA boli pod hraničnými hodnotami, respektíve nad nimi. Rovnako ako v EFA mala položka 6 pre SNS a položka 7 pre OP mimoriadne nízke zaťaženia. To znamená, že ich korelácia s príslušnou celkovou škálou je nízka, a preto je ich korelácia s problematickým správaním pri používaní nízka. Aj keď to nemusí nevyhnutne predstavovať problém, je dôležité, aby následné štúdie skontrolovali, či by sa tieto položky mali revidovať, odlišne vážiť alebo dokonca odstrániť.

Oba dotazníky silne korelovali s príslušnými verziami sIAT, čo naznačuje dobrú konvergentnú platnosť. Verzia SNS vykazovala malé až stredné korelácie s všeobecným používaním internetu a dobou používania SNS (za týždeň). Verzia OP tiež vykazovala malú koreláciu s dobou používania OP (za týždeň). Rozsah korelácií problémového použitia s časom stráveným používaním príslušnej aplikácie je v rozmedzí tých, ktoré sú konzistentne uvádzané [53,54,55].

Na vyhodnotenie diagnostickej platnosti SNSDQ a OPDQ sme najskôr porovnali pozorovanú mieru prevalencie s mierami zistenými v iných štúdiách. V prípade SNS prekročilo hraničnú hodnotu 3.4% účastníkov a pokiaľ ide o OP, 7.1% splnilo kritériá na problematické použitie. Aj keď je porovnanie mier prevalencie zložité z dôvodu veľkého množstva rôznych diagnostických prístrojov, miery tu uvedené sú porovnateľné s mierami v existujúcej literatúre. Vo svojej štúdii národnej reprezentatívnej vzorky maďarských adolescentov Bányai a kol. (2017) [3] zistil mieru prevalencie 4.5% pre problematické použitie SNS. Pokiaľ ide o problematické použitie OP, Giordano a Cashwell (2017) [55] uviedlo mieru prevalencie 10.3% na vzorke amerických vysokoškolákov a Rossa a kolegov (2012) [15] zistil mieru 7.6% na vzorke dospelých Švédov.

Je dôležité si uvedomiť, že pomocou týchto prístrojov nie je možné stanoviť žiadnu diagnózu. Po prvé, DSM-5 ani ICD-11 neobsahujú žiadne diagnózy problémového použitia OP alebo SNS. Po druhé, aj keby sa tak stalo, bol by potrebný klinický rozhovor s odborníkom na overenie prítomnosti klinicky významného utrpenia a funkčných porúch a absencie akýchkoľvek vylučovacích kritérií pre jednotlivý prípad, ktoré sú požiadavkou psychiatrickej diagnózy. Takýto nezávislý klinický úsudok nebol v tejto štúdii zhromaždený, takže nemôžeme určiť, či by osoby nad hraničnou hranicou vyžadovali diagnózu. Považovali by sme ich však za možných kandidátov na takúto diagnózu. Na ďalšie preskúmanie diagnostickej platnosti sme porovnali používateľov nad a pod medznou hodnotou a zistili sme výrazné rozdiely. Problematickí používatelia trávili týždenne viac času online (iba pre OP) a dlhšie používali svoju preferovanú aplikáciu. Aj keď predĺžený čas používania nie je dostatočným kritériom na vyvodenie záveru o problémovom použití, niekoľko štúdií zistilo, aj keď slabú, koreláciu medzi časom používania a problematickým použitím [53,54,55]. Problematickí používatelia mali navyše oveľa vyššie skóre sIAT a zdá sa, že zaznamenali vyššiu úroveň psychickej tiesne (iba pri OP). Celkovo možno tieto výsledky - najmä veľmi veľký rozdiel medzi celkovým skóre BSI v prípade problémových používateľov OP - považovať za prvé ukazovatele platnosti nástrojov podľa kritérií a naznačujú, že kritériá IGD by mohli byť vhodné na identifikáciu jednotlivcov s problematické použitie SNS alebo OP [56].

Obmedzenia

Štúdiu je potrebné zvážiť z hľadiska jej obmedzení. Jedným obmedzením je, že boli testovaní iba dospelí účastníci, hoci najmä SNS sú často používané aj dospievajúcimi [3]. Ďalším obmedzením je, že nie všetci účastníci odpovedali na všetky dotazníky týkajúce sa problematického použitia (SNS, OP a IGD). To by umožnilo podrobnejšie preskúmanie prekrývania sa medzi problematickým používaním príslušných aplikácií. Okrem toho sa zhromaždili iba údaje, ktoré nahlásili sami a ktoré sú náchylné na účinky zaujatosti, ako je sociálna žiadanosť alebo rozdielnosť bežných metód. Okrem toho nezahŕňali klinický úsudok. Vzhľadom na to, že cieľom kontrolných zoznamov sebahodnotenia je identifikovať problémových používateľov, ďalšie štúdie by mali skúmať ich platnosť so vzorkami osôb, ktoré sú klinickými lekármi považované za problematické v klinickom význame. Ďalej je dôležité poznamenať, že neboli dohodnuté ani kritériá pre diagnostiku, ani počet položiek, ani žiadny limit. Nemáme v úmysle navrhnúť žiadne argumenty, či by tieto vzorce správania zaručovali status „poruchy“. Našim cieľom je skôr podporiť výskum identifikácie problematického využívania SNS a OP poskytnutím spoločného nástroja, ktorý môže pomôcť pri komparatívnom hodnotení, a navrhnúť použitie tohto nástroja ako spoločného východiskového bodu pre tieto vyšetrovania a ich doplnenie tak, ako to naznačuje ďalší výskum. .

Pretože niektoré psychometrické parametre testovaných dotazníkov nie sú uspokojivé, zdá sa, že kritériá IGD nemožno jednoducho preniesť na problematické použitie SNS / OP. Naše celkové výsledky napriek tomu naznačujú, že ide o sľubný východiskový bod a podporujú životaschopnosť použitia prispôsobených kritérií IGD ako rámca na hodnotenie problematického použitia SNS / OP. Táto štúdia prispieva k výskumu zameranému na meranie aspektov problematického využívania SNS a OP a môže byť prvým krokom k štandardizovanému hodnoteniu a prispieť k skúmaniu týchto vznikajúcich konštruktov. Budúci výskum by mal ďalej skúmať užitočnosť kritérií DSM-5 pre IGD v kontexte použitia SNS / OP.

Súbory údajov použité a / alebo analyzované počas súčasnej štúdie sú k dispozícii od zodpovedajúceho autora na základe primeranej žiadosti.

BSI:

Stručný príznakový zoznam

CFA:

Potvrdzujúca analýza faktorov

CFI:

Porovnávací index prispôsobenia

IC:

Interval spoľahlivosti

DSM-5:

Diagnostický a štatistický manuál duševných porúch

EFA:

Analýza exploračných faktorov

IGD:

Porucha internetového hrania (IGD)

KMO:

Kaiser – Meyer – Olkin

NAA:

Počet kladných odpovedí

PO:

Online pornografia

OPDQ:

Dotazník o poruchách online pornografie

RMSEA:

Stredná kvadratická chyba aproximácie

SIAT:

Krátky test závislosti na internete

SNS:

Stránky sociálnych sietí

SNSDQ:

Dotazník o poruchách stránok sociálnych sietí

SRMR:

Štandardizovaný koreňový priemer štvorcový zvyšok