Odvisnost od interneta: slogi obvladovanja, pričakovanja in posledice zdravljenja (2014)

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

• ¹Oddelek za splošno psihologijo: kognicija, Univerza v Duisburg-Essen, Duisburg, Nemčija
• ²Erwin L. Hahn Inštitut za slikanje z magnetno resonanco, Essen, Nemčija
• ³Center za internetno odvisnost, Russell J. Jandoli School of Journalism and Mass Communication, Univerza St. Bonaventure, Olean, NY, ZDA

Internetna odvisnost (IA) je v mnogih državah postala resno stanje duševnega zdravja. Da bi bolje razumeli klinične posledice IA, je ta študija statistično preizkusila nov teoretični model, ki prikazuje osnovne kognitivne mehanizme, ki prispevajo k razvoju in vzdrževanju motnje. Model razlikuje med posplošeno zasvojenostjo z internetom (GIA) in specifičnimi oblikami. Ta študija je testirala model o GIA na populaciji splošnih uporabnikov interneta. Ugotovitve uporabnikov 1019 kažejo, da hipotezirani model strukturne enačbe pojasnjuje 63.5% variacije simptomov GIA, merjeno s kratko različico testa za odvisnost od interneta. Z uporabo psihološkega in osebnostnega testiranja rezultati kažejo, da človekove specifične kognicije (slaba spoprijemna in kognitivna pričakovanja) povečajo tveganje za GIA. Ta dva dejavnika sta posredovala simptome GIA, če so bili prisotni drugi dejavniki tveganja, kot so depresija, socialna tesnoba, nizka samopodoba, nizka samoefikasnost in velika ranljivost stresa, če naštejemo nekaj področij, ki so bila izmerjena v študiji. Model kaže, da se posamezniki z visokimi sposobnostmi spoprijemanja in brez pričakovanj, da bi internet lahko uporabili za povečanje pozitivnega ali zmanjšanja negativnega razpoloženja, manj verjetno vključijo v problematično uporabo interneta, tudi če so prisotne druge osebnostne ali psihološke ranljivosti. Posledice zdravljenja vključujejo jasno kognitivno komponento razvoja GIA in potrebo po oceni bolnikovega načina spoprijemanja in spoznanj ter izboljšanju napačnega razmišljanja, da bi zmanjšali simptome in se okrevali.

Predstavitev

Problematična uporaba interneta je bila ugotovljena v številnih raziskavah in kaže, da so trajne negativne posledice, kot so izguba zaposlitve, akademska odpoved in ločitev, posledica prekomerne uporabe interneta (za preglede glej Griffiths, 2000a,b; Chou in sod., 2005; Widyanto in Griffiths, 2006; Byun in sod., 2009; Weinstein in Lejoyeux, 2010; Lortie in Guitton, 2013). Klinični pomen tega pojava dobiva na pomembnosti glede na visoke ocenjene stopnje razširjenosti, ki segajo od 1.5 do 8.2% (Weinstein in Lejoyeux, 2010) ali celo do 26.7%, odvisno od uporabljenih lestvic in uporabljenih meril (Kuss et al., 2014).

Čeprav je prvi opis tega kliničnega vprašanja pred skoraj 20 leti (Young, 1996), o klasifikaciji se še vedno razpravlja kontroverzno, zato se v znanstveni literaturi uporablja več pojmov, od "kompulzivne uporabe interneta" (Meerkerk et al., 2006, 2009, 2010), "Težave povezane z internetom" (Widyanto in sod., 2008), "Problematična uporaba interneta" (Caplan, 2002), "Patološka uporaba interneta" (Davis, 2001) do "Zasvojenega vedenja z internetom" (Brenner, 1997), če omenim le nekaj. V zadnjih 10 letih pa je večina raziskovalcev na tem področju uporabljala izraz "internetna odvisnost" ali "motnja odvisnosti od interneta" (npr. Johansson in Götestam, 2004; Blok, 2008; Byun in sod., 2009; Dong in sod., 2010, 2011, 2013; Kim et al., 2011; Purty in sod., 2011; Mladi, 2011b, 2013; Young et al., 2011; Zhou et al., 2011; Cash in sod., 2012; Hou in sod., 2012; Hong et al., 2013a,b; Kardefelt-Winther, 2014; Pontes et al., 2014; Tonioni in sod., 2014). Raje imamo tudi izraz »internetna odvisnost«, ker so zadnji članki (glej razpravo v Brand et al., 2014) osvetliti vzporednice med prekomerno uporabo interneta in drugimi zasvojenimi vedenji (npr. Grant et al., 2013) in tudi odvisnost od snovi (glej tudi Young, 2004; Griffiths, 2005; Meerkerk et al., 2009). Trdimo, da so mehanizmi, povezani z razvojem in vzdrževanjem odvisnosti od snovi, prenosljivi na zasvojenost z uporabo internetnih aplikacij (in tudi drugih vedenjskih odvisnosti), na primer teorijo spodbujevalne senzibilizacije odvisnosti in z njo povezani koncepti (npr. Robinson in Berridge, 2000, 2001, 2008; Berridge et al., 2009). To se lepo ujema tudi s komponentnim modelom za zasvojenost z vedenjem (Griffiths, 2005).

Izvedenih je bilo veliko raziskav o psiholoških korelatih IA, vendar je bilo to storjeno - vsaj v večini primerov - brez razlikovanja med posplošeno odvisnostjo od interneta (GIA) in specifično internetno zasvojenostjo (SIA; Morahan-Martin in Schumacher, 2000; Leung, 2004; Ebeling-Witte in sod., 2007; Lu, 2008; Kim in Davis, 2009; Billieux in Van der Linden, 2012), čeprav so psihološki mehanizmi lahko različni, tudi za različne starostne skupine ali uporabljene aplikacije (Lopez-Fernandez in sod., 2014). Naša študija preučuje posredovalne učinke spopadanja s stili in kognitivnih pričakovanj za uporabo interneta pri razvoju in vzdrževanju GIA, da bi prispevali k boljšemu razumevanju osnovnih mehanizmov in možnih posledic za diagnostiko in zdravljenje.

Na teoretični ravni je bilo že predpostavljeno, da je treba IA razlikovati glede na splošno uporabo interneta (Griffiths in Wood, 2000) glede na posebne vrste IA, kot so kiberseks, spletni odnosi, neto prisile (npr. igre na srečo, nakupovanje), iskanje informacij in spletne igre za razvoj zasvojenosti z internetom (npr. Young et al., 1999; Meerkerk et al., 2006; Blok, 2008; Brand et al., 2011). Vendar je v dodatek DSM-5 vključen le en podtip, internetna igralna motnja (APA, 2013). Večina študij je IA ocenila kot poenoten konstrukt ali pa je ocenila le eno posebno podvrsto (v večini primerov internetno igranje). V svojem kognitivno-vedenjskem modelu je dr. Davis (2001) razlikovali tudi med posplošeno patološko uporabo interneta (GIA) in specifično patološko uporabo interneta (SIA). GIA je bil opisan kot večdimenzionalna prekomerna uporaba interneta, ki ga pogosto spremljajo zapravljanje časa in nenamerna uporaba interneta. Še posebej se uporabljajo socialni vidiki interneta (npr. Socialna komunikacija prek spletnih mest za socialna omrežja) (glej tudi razpravo v Lortie in Guitton, 2013), kar naj bi bilo povezano s pomanjkanjem socialne podpore in socialnim primanjkljajem, ki jih ima posameznik v ne-virtualnih situacijah. Poleg tega so trdili, da lahko subjekti pretirano uporabljajo več različnih internetnih aplikacij, ne da bi imeli enega najljubših, na primer igranje iger, gledanje pornografije, brskanje po informacijah in / ali nakupovanje spletnih mest, objavljanje selfijev, gledanje videoposnetkov na video platformah, branje blogov drugih in podobno. V tem primeru lahko trdimo, da je posameznik zasvojen z internetom in da ni zasvojen z internetom (vendar glejte tudi razpravo v Starčević, 2013). Davis trdi, da je ena glavna razlika med GIA in SIA ta, da posamezniki, ki trpijo zaradi GIA, ne bi razvili podobnega problematičnega vedenja brez interneta, medtem ko bi posamezniki, ki trpijo zaradi SIA, podobno problematično vedenje razvili tudi v drugem okolju. V obeh oblikah zasvojenosti z internetom, GIA in SIA naj bi disfunkcionalna spoznanja o sebi in o svetu igrala temeljno vlogo (Caplan, 2002, 2005).

Raziskave, ki obravnavajo GIA, so pokazale, da so subjektivne pritožbe v vsakdanjem življenju, ki so posledica uporabe interneta, povezane z različnimi osebnostnimi lastnostmi. Dejansko se je pokazalo, da je GIA povezana s psihopatološkimi sorodnostmi, kot so afektivne ali anksiozne motnje (Whang in sod., 2003; Yang et al., 2005; Weinstein in Lejoyeux, 2010) kot tudi osebnostne lastnosti sramežljivost, nevrotičnost, občutljivost na stres, nagnjenost k odlaganju in nizka samopodoba (Niemz in sod., 2005; Ebeling-Witte in sod., 2007; Hardie in Tee, 2007; Thatcher et al., 2008; Kim in Davis, 2009). Tudi dejavniki družbenega konteksta, npr. Pomanjkanje socialne podpore ali socialna izolacija (Morahan-Martin in Schumacher, 2003; Caplan, 2007) in celo osamljenost v vzgojnem okolju pri mladostnikih (Pontes et al., 2014), so videti povezane z GIA. Poleg tega trdijo, da uporaba interneta kot orodja za spopadanje s problematičnimi ali stresnimi življenjskimi dogodki prispeva k razvoju GIA (Whang in sod., 2003; Tang et al., 2014). Osebe z IA kažejo tudi visoko nagnjenost k impulzivni strategiji spoprijemanja (Tonioni in sod., 2014). Nekateri avtorji celostno razumejo IA kot vrsto soočanja z vsakdanjim življenjem ali vsakodnevnimi prevarami (Kardefelt-Winther, 2014). Še vedno obstajajo le nekatere prve študije, ki izrecno primerjajo napovedovalce različnih vrst SIA. Pawlikowski in sod. (2014) poročali, da sta sramežljivost in življenjsko zadovoljstvo povezana z zasvojenostjo z uporabo internetnih iger, ne pa s patološko uporabo kiberseksa ali z uporabo iger in kibernetskega spola.

Na podlagi predhodnih raziskav, zlasti na trditvah dr Davis (2001)in tudi ob upoštevanju trenutne literature o nevropsiholoških in nevro-slikarskih ugotovitvah pri osebah, ki so zasvojene z internetom, smo nedavno objavili teoretični model razvoja in vzdrževanja GIA in SIA (Brand et al., 2014). Nekateri vidiki, vključeni v model, so bili že omenjeni v okviru uporabe spletnih mest za socialna omrežja, na primer pričakovana pričakovana pričakovanja pozitivnih rezultatov (Turel in Serenko, 2012). Pokazalo se je tudi, da je prekomerna ali zasvojenost z uporabo spletnih dražb povezana s spremembami v prepričanju posameznikov o tehniki in to določa prihodnje namene in namene uporabe (Turel in sod., 2011). To je v skladu z našim teoretičnim modelom o GIA, v katerem domnevamo, da prepričanja ali pričakovanja o tem, kaj lahko naredi internet za človeka, vplivajo na vedenje, torej uporabo interneta, kar posledično vpliva tudi na prihodnje pričakovane življenjske dobe. Vendar pa smo se v našem modelu osredotočili na posredovalno vlogo pričakovanih pričakovanj in strategij obvladovanja pri razvoju in vzdrževanju GIA in posebnih vrst SIA.

Glede razvoja in vzdrževanja GIA trdimo, da ima uporabnik določene potrebe in cilje, ki jih je mogoče doseči z uporabo določenih internetnih aplikacij. Na podlagi predhodnih raziskav smo vključili več teh ugotovitev, da smo razvili celovit model za povezovanje teh elementov. Na začetku so glavne značilnosti osebe povezane z IA in vključujejo psihopatološke vidike, osebnostne vidike in socialne spoznanje. V prvi sklop smo vključili psihopatološke simptome, zlasti depresijo in socialno tesnobo (npr. Whang in sod., 2003; Yang et al., 2005), disfunkcionalne vidike osebnosti, kot so nizka samoefikasnost, sramežljivost, ranljivost stresa in nagnjenosti k odlaganju (Whang in sod., 2003; Chak in Leung, 2004; Caplan, 2007; Ebeling-Witte in sod., 2007; Hardie in Tee, 2007; Thatcher et al., 2008; Kim in Davis, 2009; Pontes et al., 2014) in socialna izolacija / pomanjkanje socialne podpore (Morahan-Martin in Schumacher, 2003; Caplan, 2005) pri razvoju GIA. Vendar smo predlagali, da bi morali vpliv njihovih glavnih značilnosti in spoznanj na razvoj zasvojenosti z internetom posredovati z nekaterimi spoznanji, povezanimi z internetom, zlasti s pričakovanimi pričakovanji uporabe interneta (Turel in sod., 2011; Xu et al., 2012; Lee et al., 2014) in določene strategije za obvladovanje vsakodnevnih življenjskih potreb ali vsakodnevnih težav (Tang et al., 2014; Tonioni in sod., 2014). V tretjem razdelku modela kot posledično vedenje, če uporabnik spletu in prejme okrepitev v smislu nefunkcionalnega obvladovanja težav ali negativnega razpoloženja in oseba pričakuje, da jih bo uporaba interneta odvrnila od težav ali negativnih občutkov, potem še več verjetno se bodo obrnili na internet, da bi se izognili občutkom, ki jih dokazuje izguba nadzora, slabo upravljanje časa, hrepenenje in povečane socialne težave. Vloga okrepitvenih in kondicionirajočih procesov je bila dobro opisana v literaturi o razvoju in vzdrževanju motenj, povezanih s snovmi (npr. Robinson in Berridge, 2001, 2008; Kalivas in Volkow, 2005; Everitt in Robbins, 2006). Prav tako smo trdili, da pozitivno in negativno krepitev pričakovanja stila in pričakovane uporabe interneta posledično povzroči izgubo kognitivnega nadzora nad uporabo interneta, ki ga posreduje predfrontalno (izvršilno) delovanje (Brand et al., 2014).

Čeprav se ta model dobro ujema s prejšnjo literaturo o ključnih ugotovitvah v zvezi s psihološkimi mehanizmi, ki stojijo za IA (glej preglede v Kuss in Griffiths, 2011a,b; Griffiths, 2012) in tudi z zelo nedavnimi nevropsihološkimi in nevro-slikanjem korelatov GIA in različnih vrst SIA (Kuss in Griffiths, 2012; Brand et al., 2014), ta model še vedno potrebuje empirične dokaze v zvezi s postopno veljavnostjo. V tej študiji smo želeli prevesti hipoteze, povzete v zgoraj omenjenem teoretskem modelu o GIA, v statistični model na ravni latentnih spremenljivk in preizkusili napovedne in mediatorjeve učinke na resnost simptomov GIA z uporabo velike množice interneta. Z validiranimi psihološkimi in osebnostnimi ukrepi smo najprej ocenili osnovne značilnosti oseb pri napovedovanju prekomerne in zasvojenostne uporabe interneta na posplošen način. Z validiranim ukrepom obvladovanja in na novo razvitim ukrepom pričakovane uporabe interneta smo preizkusili, ali slabe spretnosti spoprijemanja in pričakovanja uporabe interneta (na primer uporaba interneta za preprečevanje negativnih občutkov ali neprijetnih situacij) posredujejo povezavo med osnovnimi značilnostmi osebe in simptomi GIA.

Materiali in metode

Operacionalizirani model

Najprej smo prevedli teoretični model, opisan v uvodu, v članku pa ga je ilustriral Brand et al. (2014) v preizkušen in operacionaliziran statistični model. Za vsako od dimenzij, omenjenih v teoretičnem modelu, smo izbrali vsaj dve manifestni spremenljivki, da zgradimo model strukturne enačbe (SEM) na latentni ravni. Za vsako spremenljivko smo nato uporabili določeno lestvico (vsaka je sestavljena iz več postavk, glej opis instrumentov spodaj) za operacionalizacijo manifestnih spremenljivk. Ta operacionaliziran model kot SEM na latentni ravni je prikazan na sliki 1.

 

SLIKA 1. Operacionaliziran model, vključno z glavnimi predpostavkami teoretičnega modela o GIA, o latentni dimenziji.

Predmeti

Z obsežno spletno anketo smo imeli anketirance 1148. Po izključitvi udeležencev 129 zaradi nepopolnih podatkov na psihometrični lestvici je bil končni vzorec sestavljen iz N = 1019. Udeleženci so bili rekrutirani z oglasi, internetnimi platformami (Facebook račun ekipe General Psychology: Cognition), e-poštnimi seznami študentom Univerze v Duisburg-Essen in prek letakov v lokalnih lokalih in barih ter v besedilu priporočila za usta. Oglasi, elektronska pošta in letaki so vsebovali izjavo, da lahko udeleženci sodelujejo v tekmovanju, ki ima priložnost osvojiti enega od naslednjih elementov: (1) iPad, (2) iPad mini, (3) iPod nano, (4 ) iPod shu ffl e, 20 darilne kartice Amazon (50 evrov vsak). Študijo je odobril lokalni odbor za etiko.

Povprečna starost končnega vzorca je bila 25.61 leta (SD = 7.37). V vzorec je bilo vključenih 625 (61.33%) žensk in 385 (37.78%) moških (devet prostovoljcev ni odgovorilo na to vprašanje). Glede razmer v zasebnem življenju je 577 udeležencev (56.62%) živelo v razmerju ali je bilo poročenih, 410 (40.24%) pa jih je navedlo, da nimajo trenutne zveze (32 udeležencev ni odgovorilo na to vprašanje). V času ocenjevanja je bilo 687 udeležencev (67.42%) študentov, 332 udeležencev (32.58%) je imelo redno službo (pri nas brez akademskega ozadja). Od celotnega vzorca je 116 udeležencev (11.4%) izpolnilo merila za problematično uporabo interneta [cut-off> 30 v kratkem preizkusu odvisnosti od interneta (s-IAT), glej opis instrumenta spodaj] in 38 udeležencev (3.7%) za patološka uporaba interneta (> 37 v s-IAT). Povprečni čas, porabljen na internetu, je bil 972.36 min / teden (SD = 920.37). Od celotnega vzorca je 975 posameznikov uporabljalo spletna mesta za socialno mreženje / komunikacijo (M_{min / teden} = 444.47, SD = 659.05), posamezniki 998 (97.94%) so iskali informacije v internetu (M_{min / teden} = 410.03, SD = 626.26), posamezniki 988 (96.96%) uporabljajo spletna mesta za nakupovanje (M_{min / teden} = 67.77, SD = 194.29), spletne igre so uporabili udeleženci 557 (54.66%, M_{min / teden} = 159.61, SD = 373.65), spletne igre na srečo so opravili udeleženci 161 (15.80%, M_{min / teden} = 37.09, SD = 141.70) in cybersex so uporabili posamezniki 485 (47.60%, M_{min / teden} = 66.46, SD = 108.28). Kar zadeva uporabo več internetnih aplikacij, so udeleženci 995 (97.64%) poročali, da redno uporabljajo tri ali več zgoraj omenjenih internetnih aplikacij.

instrumenti

Kratek internetni preizkus zasvojenosti (s-IAT)

Simptomi IA so bili ocenjeni z nemško kratko različico testa za odvisnost od interneta (Pawlikowski in sod., 2013), ki temelji na izvirni različici, ki jo je razvil Mladi (1998). V kratki različici (s-IAT) je treba na pet točk odgovoriti na 12 točk v razponu od 1 (= nikoli) do 5 (= zelo pogosto), kar ima za posledico seštevke od 12 do 60, medtem ko 30 označuje problematično uporabo interneta, ocena> 37 pa patološko uporabo interneta (Pawlikowski in sod., 2013). S-IAT je sestavljen iz dveh dejavnikov: izguba nadzora / upravljanja s časom in hrepenenje / socialni problemi (vsak ima šest postavk). Čeprav izdelki 12 obremenjujejo dva faktorja tako v raziskovalni kot potrditveni analizi faktorja (CFA; Pawlikowski in sod., 2013) zajamejo ključne simptome IA, kot je na primer opisano v modelu komponent (Griffiths, 2005). Prva podrazred "izguba nadzora / upravljanja s časom" ocenjuje, kako močna oseba ima težave s upravljanjem časa v vsakdanjem življenju zaradi svoje internetne uporabe (npr. "Kako pogosto zanemarite gospodinjska opravila, da bi več časa preživeli na spletu?" In "Kako pogosto izgubite spanec, ker ste na spletu pozno ponoči?"). Postavke te podkategorije tudi ocenjujejo negativne posledice, ki jih povzroča prekomerna uporaba interneta (npr. "Kako pogosto trpijo ocene ali šolanje zaradi časa, ki ga preživite na spletu?"). Izmeri se tudi, če preiskovanci izgubijo nadzor nad svojo uporabo interneta in če so poskušali zmanjšati uporabo interneta in niso uspeli (npr. "Kako pogosto ugotovite, da ostanete na spletu dlje, kot ste načrtovali?" In "Kako pogosto ali poskušate zmanjšati čas, ki ga preživite na spletu in vam ne uspe? "). Vsi predmeti ne merijo časa, ki ga preživijo na spletu, ampak, ali posamezniki izgubijo nadzor nad svojo uporabo interneta in težave v vsakdanjem življenju zaradi uporabe interneta. Druga podkalcela "hrepenenje / družbeni problemi" meri učinke prekomerne uporabe interneta na socialne interakcije in preokupacijo z medijem (npr. "Kako pogosto se počutite preokupirani z internetom, ko ste na začetku, ali fantazirate, da ste na spletu?"). Elementi te podkategorije prav tako ocenjujejo medosebne težave (npr. Kako pogosto hrepenete, kričite ali se obnašate nadležno, če vas kdo moti, ko ste na spletu? ") In uravnavanje razpoloženja (npr." Kako pogosto se počutite potlačeni, razpoloženi ali nervozni, ko niste pripravljeni, kar mine, ko ste spet na spletu?). Vsi predmeti vključujejo izraza "Internet" ali "na spletu" na splošno, ne da bi se osredotočili na določeno aplikacijo. V navodilu so bili udeleženci obveščeni, da se vsa vprašanja nanašajo na njihovo splošno uporabo interneta, vključno z vsemi uporabljenimi aplikacijami.

S-IAT ima dobre psihometrične lastnosti in veljavnost (Pawlikowski in sod., 2013). V našem vzorcu je bila notranja skladnost (Cronbachova α) 0.856 za celotno lestvico, 0.819 za izgubo faktorja nadzora / upravljanja časa in 0.751 za hrepenenje / družbene težave.

Kratek simptom Inventar - depresija subkalij

Simptome depresije smo ocenili z nemško različico (Franke, 2000) podkolesne depresije popisa kratkih simptomov (Boulet and Boss, 1991; Derogatis, 1993). Lestvica je sestavljena iz šestih elementov, ki ocenjujejo depresivne simptome v zadnjih dneh 7. Odgovori morajo biti podani na pettočkovni lestvici, od 0 (= sploh ne) do 4 (= izjemno). Notranja konsistenca (Cronbachova α) v našem vzorcu je bila 0.858.

Kratek simptom Zapis - medosebna občutljivost subkalij

Simptome socialne tesnobe in medosebne občutljivosti so ocenili z nemško različico (Franke, 2000) interseksualne medosebne občutljivosti internega inventarja kratkih simptomov (Boulet and Boss, 1991; Derogatis, 1993). Lestvica je sestavljena iz štirih točk, odgovori pa morajo biti podani na pettočkovni lestvici, ki sega od 0 (= sploh ne) do 4 (= izjemno). Notranja konsistenca (Cronbachova α) v našem vzorcu je bila 0.797.

Lestvica samoocene

Samopodobo je ocenjevala lestvica samopoštevanja (Rosenberg, 1965). Tu smo uporabili spremenjeno nemško različico (Collani in Herzberg, 2003), ki je sestavljen iz desetih postavk. Odgovore je treba dati na štiritočkovni lestvici, ki sega od 0 (= močno se ne strinjam) do 3 (= močno se strinjam). Notranja konsistenca (Cronbachova α) v našem vzorcu je bila 0.896.

Lestvica učinkovitosti

Samoefikasnost je bila ocenjena s lestvico samoefikasnosti (Schwarzer in Jeruzalem, 1995), ki je sestavljen iz elementov 10. Odgovori morajo biti podani na štiritočkovni lestvici od 1 (= ni res) do 4 (= točno res). Notranja konsistenca (Cronbachova α) v našem vzorcu je bila 0.863.

Trierjev inventar za kronični stres

Ranljivost ranljivosti smo merili s presejalno različico Trierjevega inventarja za kronični stres (TICS; Schulz et al., 2004). Pregled vsebuje elemente 12 o izpostavljenosti stresu v zadnjih mesecih 3. Na vsako izjavo je treba odgovoriti na pettočkovni lestvici, ki sega od 0 (= nikoli) do 4 (= zelo pogosto). Notranja konsistenca (Cronbachova α) v našem vzorcu je bila 0.908.

Lestra osamljenosti

Kratka različica lestvice osamljenosti (De Jong Gierveld in Van Tilburg, 2006) je bila uporabljena za merjenje občutkov osamljenosti (podcelična čustvena osamljenost, trije predmeti) in zaznana socialna podpora (podkategorija socialne podpore, trije predmeti). Na vse izjave je treba odgovoriti na pettočkovni lestvici od 1 (= ne!) Do 5 (= da!). Notranja skladnost (Cronbachova α) v našem vzorcu je bila 0.765 za čustveno osamljenost podkalibrov in 0.867 za socialno podporo podkalcele.

Kratek KOP

Kratek KOP (Carver, 1997) meri slog spoprijemanja v več različnih poddomenah. Tu smo uporabili tri podskle nemške različice (Knoll in sod., 2005): zanikanje, uporaba snovi in ​​vedenjska ločitev. Vsaka podkategorija je bila predstavljena z dvema elementoma, na katera je bilo treba odgovoriti na štiritočkovni lestvici, od 1 (= tega še nisem delal) do 4 (= to počnem že veliko). Notranja doslednost (Cronbachova α) v našem vzorcu je bila 0.561 za zavrnitev subkalij, 0.901 za uporabo snovi v podkalceliji in 0.517 za vedenjsko ločevanje podkalcele. Glede na to, da je tehtnica sestavljena iz samo dveh postavk in ker je bil instrument uporabljen v več validacijskih študijah, vključno s poročili o ponovnem preizkusu zanesljivosti, menimo, da je zanesljivost sprejemljiva.

Lestvica pričakovane uporabe interneta

Za oceno pričakovanih pričakovanj uporabe interneta smo razvili novo lestvico, sestavljeno iz - v prvi različici - izdelkov 16. Postavke odražajo nekatere glavne motivirajoče dejavnike, o katerih na primer poroča Xu in sod. (2012) in tudi mimo Yee (2006). Postavke so bile dodeljene a priori do dveh lestvic (vsaka ima osem elementov): pričakovane življenjske dobe interneta, ki odražajo pozitivno okrepitev (npr. "Internet uporabljam za užitek") in tiste, ki odražajo negativno okrepitev (npr. "Internet uporabljam za odvračanje od težav"). Vsi odgovori so bili podani na šesttočkovni lestvici, od 1 (= popolnoma se ne strinjam) do 6 (= popolnoma se strinjam). Na podlagi podatkov, ki smo jih zbrali v tej študiji (N = 1019), izvedli smo raziskovalno faktorsko analizo (EFA). Rogovi (1965) vzporedna analiza in najmanjši povprečni delni test (MAP) (Lepše, 1976) so bili uporabljeni za določitev ustreznega števila dejavnikov. Rezultat tega postopka je bila stabilna dvofaktorska rešitev. Nato je bila izvedena EFA z analizo glavnih komponent in vrtenjem varimaxa za oceno strukture lestvice pričakovanih uporabe interneta (IUES). Rezultati EFA, sklenjeni s končno različico IUES-a z 8-om z dvofaktorsko strukturo (Tabela 1). Pri teh dveh dejavnikih smo opazili razlago variance 63.41%. Prvi faktor vsebuje štiri postavke z visokimi obremenitvami glavnega faktorja (> 0.50) in nizkimi obremenitvami drugega faktorja (<0.20) in se nanaša na pozitivna pričakovanja, zato smo ta faktor poimenovali "pozitivna pričakovanja". Drugi dejavnik je sestavljen iz štirih elementov z veliko obremenitvijo glavnega faktorja (> 0.50) in nizkimi obremenitvami drugega faktorja (<0.20) ter vseh elementov, povezanih z uporabo interneta, da bi se izognili ali zmanjšali negativne občutke ali misli, zato smo temu dali ime faktor "pričakovana izogibanja". Oba dejavnika imata dobro zanesljivost ("pozitivna pričakovana pričakovanja": Cronbachova α = 0.832 in "pričakovana izogibanja" Cronbachova α = 0.756). Oba dejavnika sta bila močno povezana (r = 0.496, p <0.001) z zmernim učinkom (Cohen, 1988).

 

TABELA 1. Faktorskih obremenitev in zanesljivosti obeh faktorjev IUES, sredstev ocenjenih postavk in številk artiklov.

Da bi zagotovili faktografsko strukturo instrumenta, smo ocenili dodaten vzorec subjektov 169 (povprečna starost = 21.66, SD = 2.69; ženske 106) za uporabo CFA. CFA je bila opravljena z MPlus (Muthén in Muthén, 2011). Za oceno ustreznosti modela smo uporabili standardna merila (Hu in Bentler, 1995, 1999): Standardizirani korenski povprečni kvadratni ostanek (SRMR; vrednosti pod 0.08 kažejo dobro prileganje podatkom), primerjalni indeksi prileganja (CFI / TLI; vrednosti nad 0.90 pomenijo dobro prileganje, vrednosti nad 0.95 odlično prileganje) in korenski povprečni kvadrat napaka približevanja (RMSEA; „preskus tesne prilegljivosti“; vrednost pod 0.08 z vrednostjo vrednosti pod 0.05 pomeni sprejemljivo prileganje). CFA je potrdila dvofaktorsko rešitev za IUES z dobrimi do odličnimi parametri prileganja: RMSEA je bila 0.047, CFI 0.984, TLI 0.975 in SRMR 0.031. Χ² test ni bil pomemben, χ² = 24.58, p = 0.137, kar pomeni, da podatki niso bistveno odstopali od teoretičnega modela (rešitev dveh faktorjev, kot je prikazano v tabeli 1) .Ta vzorec je bil zbran samo za CFA. Podatki niso bili vključeni v nadaljnje analize.

Statistične analize

Statistični standardni postopki so bili izvedeni s SPSS 21.0 za Windows (IBM SPSS Statistics, izdan 2012). Pearsonove korelacije so bile izračunane za testiranje razmerja ničlega reda med dvema spremenljivkama. Za nadzor podatkov za odpuščene osebe smo ustvarili običajno porazdeljeno naključno spremenljivko z enakim povprečnim standardnim odklonom, kot smo ga našli v s-IAT (skupni rezultat). Ta naključna spremenljivka teoretično ne bi smela biti povezana z vsemi spremenljivkami, ki jih zanimajo, če na korelacije ne bi vplivali odstopniki v podatkih. Vse korelacije z naključno spremenljivko so bile zelo nizke, rs <0.049, kar pomeni, da v nobeni lestvici v končnem vzorcu ni bilo bistveno vplivnih odstopanj (N = 1019). Dodatno so bile razpršene plošče med spremenljivkami nadzorovane vizualno. Spet ni bilo najti ekstremnih odbitkov. Zato so bile analize opravljene pri vseh preiskovancih.

SEM analiza je bila izračunana z MPlus 6 (Muthén in Muthén, 2011). Podatkov ni manjkalo. Pred preizkušanjem celotnega modela so bili tudi rezultati latentnih dimenzij preizkušeni s CFA v MPlusu. Za obe SEM in CFA je bila uporabljena največja ocena parametra verjetnosti. Za oceno ustreznosti modela smo uporabili standardna merila (Hu in Bentler, 1995, 1999), kot je že opisano v razdelku prej. Za uporabo analize mediatorjev je bilo potrebno, v skladu s Baron in Kenny (1986), da morajo biti vse spremenljivke, vključene v mediacijo, medsebojno korelirane. Uporabili smo tudi moderirane regresije za analizo potencialnih vplivov moderatorja kot dodatne analize za alternativno zasnovo koncepta spopadanja.

Rezultati

Opisne vrednote in korelacije

Povprečne ocene vzorcev za s-IAT in vse ostale uporabljene lestvice najdete v preglednici 2. Povprečni rezultat s-IAT za M = 23.79 (SD = 6.69) je precej primerljiv z rezultatom, o katerem poroča Pawlikowski in sod. (2013) za vzorec 1820 oseb splošne populacije (povprečna ocena s-IAT je bila M = 23.30, SD = 7.25). Bivarijatne korelacije med s-IAT (ocena vsote) in rezultati v uporabljenih vprašalnikih in lestvicah so prikazane v tabeli 3.

 

TABELA 2. Povprečni rezultati uporabljenih lestvic.

 

TABELA 3. Bivariate korelacije med s-IAT (seštevek točk) in rezultati v uporabljenih vprašalnikih.

Latentne dimenzije predlaganega modela v analizi potrditvenih faktorjev

Za sistematično testiranje predlaganega teoretičnega modela smo najprej analizirali faktorski model, kar pomeni, da smo preizkusili, ali so latentne dimenzije sprejemljivo predstavljene z manifestnimi spremenljivkami. CFA je bil torej izveden s šestimi latentnimi dimenzijami (ena odvisna dimenzija, tri dimenzije napovednika, dve dimenziji mediatorja). RMSEA je bila 0.066 s p <0.001, CFI 0.951, TLI 0.928 in SRMR 0.041, kar kaže na dobro prileganje modela.

Prvo latentno razsežnost „simptomi GIA“ so bili dobro predstavljeni z rezultati dveh dejavnikov s-IAT (izguba nadzora / upravljanja s časom in hrepenenje / socialni problemi), kot je bilo predvideno. Prvo spremenljivko napovedovalca „psihopatološki simptomi“ so značilno predstavljali obe podkategoriji BSI (depresija in medosebna občutljivost). Dimenzija "osebnostni vidiki" je bila dobro predstavljena s tremi hipoteziranimi manifestnimi spremenljivkami (samoefikasnost, samopodoba in ranljivost za stres), zadnja prediktorjeva razsežnost "družbena spoznanja" pa sta bila dobro predstavljena z dvema podkalcelama lestvice osamljenosti (čustveno osamljenost in socialna podpora). Rezultati so pokazali, da sta prva hipotezizirana razsežnost mediatorja „obvladovanje“ dobro zastopala tri podkategorije COPE (zanikanje, zloraba snovi in ​​vedenjsko izključevanje), drugo razsežnost mediatorja „pričakovane uporabe interneta“ pa sta dobro zastopala oba dejavnika IUES ( pozitivne pričakovane in izogibne pričakovanja).

CFA je na splošno pokazala, da so latentne dimenzije sprejemljivo predstavljene z manifestnimi spremenljivkami. Samo v razsežnostih obvladovanja zlorabe snovi ima šibkejši faktorski naboj (β = 0.424), vendar še vedno pomemben (p <0.001) in zato zadostuje, glede na to, da je celoten model dobro ustrezal podatkom. Vse obremenitve faktorjev in standardne napake so prikazane v tabeli 4.

 

TABELA 4. Koeficienti obremenitve manifestnih spremenljivk na latentnih dimenzijah, testirano s CFA v MPlus.

Celotni model strukturne enačbe

Predlagani teoretični model latentne dimenzije z GIA kot odvisne spremenljivke (modeliran z dvema faktorjema s-IAT) je dobro ustrezal podatkom. RMSEA je bila 0.066 s p <0.001, CFI 0.95, TLI 0.93 in SRMR 0.041. Χ² test je bil pomemben, χ² = 343.89, p <0.001, kar je normalno zaradi velike velikosti vzorca. Vendar je χ² test za osnovni model je bil pomemben tudi z znatno višjim χ² vrednost, χ² = 5745.35, p <0.001. Če povzamemo, so se podatki dobro ujemali s predlaganim teoretičnim modelom. Na splošno je bil velik delež variacije GIA 63.5% bistveno razložen s celotno SEM (R² = 0.635, p <0.001). Model in vsi neposredni in posredni učinki so prikazani na sliki 2.

 

SLIKA 2. Rezultati modela strukturne enačbe, vključno s faktorskimi obremenitvami latentnih dimenzij, β-uteži, p-vrednosti in ostanki. ***p <0.001.

Vsi trije neposredni učinki napovedovalcev na GIA niso bili pomembni (slika 2). Toda upoštevajte, da neposredni učinek latentnih spremenljivih psihopatoloških vidikov rahlo ni dosegel pomembnosti p = 0.059. V tem primeru je treba upoštevati, da je bila β teža negativna, kar kaže, da - če bi kdo razlagal mejno pomemben neposreden učinek - gre pri višji depresiji in socialni tesnobi z manjšimi simptomi GIA, če bi bil posredni učinek s psihopatoloških vidikov čez dve mediatorski spremenljivki (pričakovanje uporabe interneta in uporabe interneta) sta partizalizirani. Neposredni učinki obeh latentnih napovedovalskih spremenljivk, psihopatoloških vidikov in osebnosti, tako na latentne posredniške spremenljivke kot na pričakovanje uporabe interneta, so bili pomembni. Nasprotno pa neposredni učinki latentnih spremenljivih družbenih spoznanj tako na pričakovanje uporabe kot na internet niso bili pomembni, kar pomeni, da ti učinki niso bili pomembni, če so bili nadzorovani zaradi učinkov drugih dveh latentnih dimenzij.

Vendar učinki družbenih spoznanj na pričakovano rabo interneta rahlo niso dosegli pomena p = 0.073. Neposredni učinki obvladovanja GIA (p <0.001) in pričakovane uporabe interneta (p <0.001) so bili pomembni z velikimi učinki.

Posredni učinek psihopatoloških vidikov na obvladovanje GIA je bil pomemben (β = 0.173, SE = 0.059, p = 0.003). Pomemben je bil tudi posredni učinek psihopatoloških vidikov na pričakovano trajanje uporabe interneta na GIA (β = 0.159, SE = 0.072, p = 0.027). Pomemben je bil tudi posredni učinek osebnostnih vidikov na obvladovanje GIA (β = –0.08, SE = 0.041, p = 0.05), vendar je bila velikost učinka zelo majhna. Posredni učinek osebnostnih vidikov na pričakovane življenjske dobe interneta na GIA je bil pomemben (β = –0.160, SE = 0.061, p = 0.009). Oba posredna učinka družbenih spoznanj nad soočanjem (β = 0.025, SE = 0.030, p = 0.403) in družbena spoznanja glede pričakovane uporabe interneta (β = –0.08, SE = 0.045, p = 0.075) za GIA niso bili pomembni. Model z vsemi faktorskimi obremenitvami in β-tege so prikazane na sliki 2. Psihopatološki vidiki latentne dimenzije so bili pomembno korelirani z osebnostnimi vidiki latentne dimenzije (r = -0.844, p <0.001) in s prikrito dimenzijo socialne kognicije (r = –0.783, p <0.001). Povezani sta bili tudi dve latentni razsežnosti osebnostnih vidikov in družbenih spoznanj (r = 0.707, p <0.001).

Dodatne analize

Opisan model je bil teoretično utemeljen in posledično tisti, ki smo ga najprej preizkusili. Vendar smo nato nekaj dodatnih modelov ali delov modela posebej preizkusili, da bi podrobneje razumeli osnovne mehanizme GIA. Prvo vprašanje, ki smo ga obravnavali, je bil vpliv psihopatologije na GIA, saj se nam zdi zanimivo, da je bil neposredni učinek, čeprav ne pomemben, negativen v SEM (glej sliko 2), čeprav so na bivariativni ravni korelacije pozitivne. Preprost model s psihopatološkimi vidiki (ki ga predstavljata depresija BIS in socialna anksioznost BSI) kot napovedovalec in GIA (zastopana z dvema faktorjema s-IAT) kot odvisna spremenljivka se je dobro prilegal modelu (vsi ustrezni indeksi so boljši od sprejemljivih) in učinek je bil pozitiven (β = 0.451, p <0.001). Izračunali smo tudi model brez obeh mediatorjev, kar pomeni, da so bili psipatološki vidiki, osebnostni in socialni vidiki neposredni napovedovalci, GIA pa odvisna spremenljivka (vse spremenljivke na latentni ravni z enakimi spremenljivkami, uporabljenimi v celotnem SEM, glej sliko 2). Model brez posrednikov je imel tudi ustrezne indekse (z eno izjemo: RMSEA je bil z 0.089 nekoliko visok) in neposredni učinki na GIA (dva s-IAT faktorja) sta bila: vpliv psihopatoloških vidikov na GIA β = 0.167, p = 0.122; vpliv osebnostnih vidikov na GIA β = –0.223, p = 0.017; in vpliv socialnih vidikov na GIA β = –0.124, p = 0.081. Upoštevajte, da je učinek psihopatoloških vidikov na GIA v tem modelu še vedno pozitiven (vendar ni pomemben), če je učinek nadzorovan zaradi učinkov osebnosti in družbenega vidika. Skupaj rezultati skupnega SEM govorijo o popolnem posredovanju učinka psihopatoloških vidikov na GIA s strani obeh mediatorjev (spoprijemanje in pričakovane življenjske dobe), kar še dodatno poudarjata dve dodatni analizi, ki kažeta, da pozitiven učinek na dvovrednoten nivo in v enostavnem modelu se zmanjša z vključitvijo nadaljnjih spremenljivk kot napovedovalcev.

Teoretično smo zasnovali spopadanje kot mediator (Brand et al., 2014). Lahko pa tudi trdimo, da spopadanje ne posreduje učinku psihopatoloških vidikov, ampak deluje kot moderator. Da bi zagotovili, da je konceptualizacija spopadanja kot mediatorja namesto moderatorja ustrezna, smo dodatno izračunali nekaj moderatorskih analiz z uporabo moderiranih regresijskih analiz. Če na primer uporaba psihopatoloških vidikov kot napovedovalca, spopadanje kot moderator in s-IAT (ocena vsote) kot odvisna spremenljivka, oba psihopatološka vidika (β = 0.267) in obvladovanje (β = 0.262) razložita razliko v s-IAT bistveno (oboje) p <0.001), vendar njihova interakcija bistveno ne doda razlage variance (spremembe v R² = 0.003, p = 0.067, β = -0.059) in povečanje učinka moderatorja je skoraj nič (0.3%).

Prav tako smo starost in spol obravnavali kot možne spremenljivke, ki lahko vplivajo na strukturo modela. Da bi to preizkusili, smo najprej izračunali bivarijatne korelacije med starostjo in vsemi drugimi spremenljivkami, kar je povzročilo zelo nizke korelacije. Bila je le ena povezava s r = 0.21 (starost in pričakovana starost), kar je še vedno nizek učinek (Cohen, 1988), in vse druge korelacije so imele učinke med r = 0.016 in r = 0.18 z večino bivanja r <0.15 in r <0.10. Tudi korelacija med starostjo in s-IAT je bila zelo nizka r = –0.14 (čeprav je pomembno pri p <0.01, kar je jasno pri tako velikem vzorcu). Če povzamemo, zahteve za vključitev starosti v model mediacije niso bile izpolnjene (Baron in Kenny, 1986) in odločili smo se, da starosti ne bomo vključili v dodaten model. Glede na spol smo primerjali povprečne ocene skupin vseh uporabljenih lestvic in ugotovili le eno smiselno razliko v skupini (socialna anksioznost BSI, ženske so imele višje ocene z nizkim učinkom d = 0.28, vsi drugi učinki so bili nižji od 0.28, učinek za oceno s-IAT je bil d = 0.19). Kljub temu smo preizkusili, ali je struktura modelov pri ženskah in moških različna z uporabo analize povprečne strukture v SEM analizi. To pomeni, da smo testirali, če je SEM (glej sliko 2) je enako moškim in ženskim udeležencem. H0 tega testa je: teoretični model = model za skupino "moški" = model za skupino "ženske." Prilagojeni indeksi so bili vsi sprejemljivi, kar kaže, da struktura odnosov ni bila bistveno drugačna za moške in ženske. RMSEA je bila 0.074 s p <0.001, CFI 0.93, TLI 0.91 in SRMR 0.054. Χ² test je bil pomemben, χ² = 534.43, p <0.001, kar je normalno zaradi velike velikosti vzorca. Vendar je χ² test za osnovni model je bil pomemben tudi z znatno višjim χ² vrednost, χ² = 5833.68, p <0.001. Prispevek k χ² testnega modela moških in žensk so bili primerljivi (χ² prispevki žensk = 279.88, χ² prispevki moških = 254.55). Čeprav celotna struktura modela pri moških in ženskah ni bistveno drugačna, smo pregledali preprosto pot in ugotovili tri razlike. Pot od osebnostnih vidikov do soočanja je bila pri moških pomembna (β = –0.437, p = 0.002), vendar ne pri ženskah (β = –0.254, p = 0.161) in vpliv osebnostnih vidikov na pričakovane čase je bil pri moških pomemben (β = -0.401, p = 0.001), vendar ne pri ženskah (β = –0.185, p = 0.181). Poleg tega je bil učinek psihopatoloških vidikov na pričakovane čase pomemben pri ženskah (β = 0.281, p = 0.05), vendar ne pri moških (β = 0.082, p = 0.599). Vsi drugi učinki in reprezentacija latentnih dimenzij se med moškimi in ženskami niso razlikovali in tudi niso razlikovali od celotnega modela, prikazanega na sliki 2. Če povzamemo, celoten preizkušeni model velja za moške in ženske, čeprav je negativni učinek osebnostnih vidikov na spopadanje in pričakovane življenjske dobe pri moških bolj prisoten, učinek psihopatoloških vidikov na pričakovane življenjske dobe pa je prisoten pri ženskah, ne pa pri moških .

Razprava

Uvedli smo nov teoretični model razvoja in vzdrževanja zasvojenosti z internetom (Brand et al., 2014), ki temelji na glavnih argumentih s Davis (2001) ki je prvi predlagal razlikovanje med posplošeno uporabo interneta (GIA) in specifično zasvojenostjo z nekaterimi internetnimi aplikacijami (SIA). V trenutni študiji smo teoretični model o GIA prevedli v operacionaliziran model na latentni ravni in statistično preizkusili SEM s pomočjo spletne ankete o internetni populaciji anketirancev 1019. Našli smo na splošno dober model, ki ustreza podatkom in hipotetizirani SEM, ki predstavlja glavne vidike teoretičnega modela, in razložil 63.5% variance simptomov GIA, merjeno s s-IAT (Pawlikowski in sod., 2013).

Model je prvi, ki povezuje elemente, povezane z IA, kot so depresija, socialna tesnoba, nizka samopodoba, nizka samoefikasnost in večja ranljivost za stres. Temelji na poudarku spoznanj, povezanih z razvijanjem IA in zasvojenim vedenjem na splošno (Lewis in O'Neill, 2000; Dunne in sod., 2013; Newton in sod., 2014), model raziskuje, ali dve spremenljivki mediatorja (stili spoprijemanja in pričakovanja uporabe interneta) vplivata na neposredne učinke spremenljivk napovedovalca (psihopatologija, osebnost in družbena spoznanja) na razvoj GIA. Rezultati kažejo, da igrajo stil spopadanja in pričakovane uporabe interneta pomembno vlogo.

Vse spremenljivke (napovedovalci in mediatorji), ki so vključene v model, so bile znatno korelirane z oceno s-IAT na bivariativni ravni. To je v bistvu skladno s prejšnjimi raziskavami bivariativnih razmerij med simptomi IA in osebnostnimi vidiki, psihopatološkimi simptomi in drugimi spremenljivkami, kot je omenjeno v uvodu. Vendar v analizi SEM vsi neposredni učinki treh glavnih napovedovalcev (na latentno dimenzijo) niso več pomembni, če v model vključimo hipotezirane mediatorje. To pomeni, da psihopatološki vidiki (depresija, socialna tesnoba), osebnostni vidiki (samopodoba, samoefikasnost in ranljivost za stres), pa tudi socialne kognicije (čustvena osamljenost, zaznana socialna podpora) ne vplivajo neposredno na simptome GIA, ampak to njihov vpliv posreduje bodisi nefunkcionalen način spoprijemanja, bodisi pričakovane uporabe interneta ali oboje. Vendar pa psihopatološki vidiki in osebnostni vidiki bistveno napovedujejo tako nefunkcionalen stil spoprijemanja kot tudi pričakovano trajanje uporabe interneta. Družbena spoznanja pa niso pomembno povezana z obvladovanjem in pričakovanimi pričakovanji, ko je njihov relativni vpliv nadzorovan na učinke psihopatoloških in osebnostnih vidikov (vendar upoštevajte, da so bile tri latentne dimenzije napovedovalca znatno povezane in da je vpliv družbenih spoznanj na uporabo interneta pričakovane življenjske dobe rahlo niso dosegle pomembnosti). Neposredni učinki tako načina spoprijemanja kot tudi pričakovanja na simptome GIA so bili pomembni. Če povzamemo, trenutna študija, čeprav z neklinično populacijo, ne potrjuje le prejšnjih ugotovitev o pomembnosti načina spoprijemanja in spopadanja s stresnimi življenjskimi dogodki (Kardefelt-Winther, 2014; Tang et al., 2014; Tonioni in sod., 2014) kot tudi pričakovane pričakovane uporabe interneta (Turel in Serenko, 2012; Xu et al., 2012; Lee et al., 2014) za razvoj ali vzdrževanje simptomov GIA, vendar izrecno poudarja vlogo obvladovanja in pričakovanja kot posrednikov v procesu, na katerem temelji GIA.

Model je bil preizkušen z veliko spletno populacijo. Model je treba preskusiti z jasno opredeljenimi kliničnimi vzorci, na primer posamezniki, ki iščejo zdravljenje. Pomen modela bi bil bolj trden, če bi klinična populacija narisala natančnejše klinične posledice. Čeprav je 11.3% vzorca poročalo o problematični uporabi interneta in se je 3.7% opredelilo kot zasvojenost z internetom, se ta študija šteje le za začetni pregled, če želimo, da model deluje in črpa statistične sklepe, ki bi lahko imeli klinični pomen. Kot nov model s statistično pomembnostjo z uporabo različnih psiholoških in osebnostnih testov na spletnih uporabnikih je nekaj previdnih kliničnih posledic, ki bi lahko spodbudile prihodnje raziskave, lahko previdno.

Prvič, pri posameznikih z disfunkcionalnim spoprijemanjem s težavami v življenju in s pričakovanji, da se lahko internet uporablja za povečanje pozitivnega ali zmanjšanja negativnega razpoloženja, je večja verjetnost, da bo razvil GIA. Poleg tega so bili učinki psihopatoloških vidikov tako na disfunkcionalno obvladovanje kot na pričakovanje uporabe interneta pozitivni, kar kaže na to, da lahko večji simptomi depresije in socialne tesnobe povečajo tveganje za nefunkcionalne strategije spoprijemanja in tudi za pričakovane življenjske dobe, ki jim internet pomaga pri reševanju stresa ali negativnosti razpoloženje. Šele ko ti procesi delujejo usklajeno, kar pomeni kombinacijo psihopatoloških simptomov in soočanja / pričakovane življenjske dobe, se verjetnost uporabe zasvojenosti z internetom povečuje.

Drugič, čeprav je število študij, ki obravnavajo zdravljenje GIA, omejeno, je metaanaliza objavila Winkler in sod. (2013) trdi, da je kognitivno-vedenjska terapija izbira. To zlasti temelji na analizi učinkov zdravljenja na čas, preživet na spletu, depresijo in simptome tesnobe. Pravzaprav kognitivno-vedenjska terapija za IA (CBT-IA; Mladi, 2011a) je bila opredeljena kot najpogostejša oblika zdravljenja IA (Cash in sod., 2012). V okviru kognitivno-vedenjskega zdravljenja GIA, ki ga je predlagal direktor Mladi (2011a), posamezne značilnosti, pa tudi pričakovanja glede soočanja in uporabe interneta so že obravnavali, da so pomembne pri obravnavi GIA, vendar so bili empirični dokazi zelo redki (npr. Young, 2013).

Ugotovitve, predstavljene v tej študiji, so še en vir dokazov, da lahko kognitivno-vedenjska terapija in CBT-IA delujeta za zdravljenje IA. Osebe specifične spoznanje (slog spoprijemanja in pričakovanje uporabe interneta) posredujejo vpliv psihopatoloških simptomov (depresija, socialna tesnoba), osebnostne lastnosti in socialne kognicije (osamljenost, socialna podpora) na simptome GIA. Pri uporabi kognitivne terapije bi moral poudarek pri ocenjevanju vključevati prepoznavanje disfunkcionalnih spoznanj, ki jih je treba obravnavati. To pomeni, da morajo klinični kliniki ob pregledu pregledati pričakovane življenjske dobe interneta, da razumejo potrebe stranke in na kakšne načine stranka meni, da lahko Internet pomaga pri zadovoljevanju.

Ugotovitve tudi kažejo, da se mora terapija ukvarjati z neprimernimi spoznanji, povezanimi z disfunkcionalno uporabo interneta. Te ugotovitve potrjujejo prejšnje študije, ki so pokazale neprimerne kognicije, kot so prekomerna generacija, izogibanje, zatiranje, povečevanje, reševanje problemov z napako ali negativni samo-pojmi, povezani z zasvojeno uporabo interneta (Young, 2007). Klinični pomen teh ugotovitev je, da mora terapija uporabljati kognitivno prestrukturiranje in preoblikovanje za boj proti razmišljanjem, ki vodi v zasvojenost z internetom. Na primer, bolnik, ki trpi zaradi GIA, ima lahko znake socialne tesnobe in sramežljivosti, zato ima nekaj prijateljev in tudi težave v šoli. Nato si lahko misli, da komuniciranje z drugimi ljudmi prek družabnih omrežij zadovoljuje njeno socialno potrebo, ne da bi pri tem imeli strašljive situacijske vidike "resnične" socialne interakcije. Poleg tega lahko pričakuje, da jo lahko tudi igranje spletne igre odvrne od težav v šoli in da lahko nakup spleta ali iskanje informacij po internetu zmanjša občutke osamljenosti. Terapija bi jo usmerila v iskanje nadomestnih mest v šoli ali v zasebnem življenju, kjer bi si lahko zgradila spoštovanje in zadovoljila družbene potrebe. Če neha utemeljevati, da so družabna omrežja, igre in nakupovalna mesta edina mesta, v katerih se počuti dobro v svojem življenju in najde druge bolj zdrave prodajalne, manj zanesljiva bo v različnih internetnih aplikacijah. Če poznamo vlogo kognicije pri razvoju GIA, lahko kognitivna terapija strankam pomaga prestrukturirati predpostavke in razlage, ki jih ohranjajo na spletu. Ponovno je treba te potencialne klinične posledice rezultatov študije obravnavati previdno, saj jih je treba ponoviti v kliničnem vzorcu, ki išče zdravljenje.

S širšega vidika pa te ugotovitve dobijo vpogled v to, kako terapevti lahko posebej uporabljajo paciente, odvisne od interneta. Spremembe vedenja lahko strankam pomagajo razviti in prilagoditi nove in bolj funkcionalne strategije obvladovanja, da se spoprijemajo z vsakodnevnimi težavami. Terapija se mora osredotočiti na pomoč strankam pri iskanju bolj zdravih načinov obvladovanja kot pri iskanju interneta. Glavna sestavina CBT-IA je vedenjska terapija za pomoč strankam pri soočanju z osnovnimi težavami, ki prispevajo k IA, specifični ali posplošeni (Mladi, 2011a, 2013). Ugotovitve kažejo, da bi izboljšanje spretnosti spoprijemanja strankam zmanjšalo potrebo po spletu. Čeprav smo preučevali na vzorcu splošne populacije, menimo, da ugotovitve, da so obvladovanje in pričakovane življenjske dobe posredniki pri razvoju in vzdrževanju GIA, prispevajo k boljšemu razumevanju mehanizmov GIA in imajo verjetno nekatere posledice zdravljenja, kot je omenjeno zgoraj . Drugi vidik, ki v tej študiji ni bil osredotočen, je vloga celovitosti predfrontalne skorje. Učinkovitost CBT-IA je lahko odvisna tudi od bolnikovega predfrontalnega delovanja, saj je krepitev kognitivnega nadzora uporabe interneta med terapijo najverjetneje povezana z izvršnimi funkcijami in drugimi kognitivnimi procesi višjega reda. To je pomembno za obravnavanje v prihodnjih študijah, saj je bilo pred kratkim objavljenih nekaj člankov, ki kažejo, da se pri predpisanih funkcijah korteksa pri bolnikih z IA verjetno zmanjša funkcija prefrontalne skorje (glejte pregled v Brand et al., 2014).

V našem vzorcu je bila starost obratno povezana s simptomi GIA, vendar z zelo majhno velikostjo učinka (razloži samo 1.96% variance, samo). Glede na nedavne članke o uporabi interneta pri starejših posameznikih (npr. Eastman in Iyer, 2004; Vuori in Holmlund-Rytkönen, 2005; Campbell, 2008; Nimrod, 2011), zagotovo lahko razen starostnih učinkov vplivamo na več vidikov uporabe interneta, kot so uporaba motivov in način, kako starejši doživljajo zabavo in zadovoljstvo na internetu. Glede na to, da imajo starejši ljudje tudi večjo možnost za razvoj izvršilnih disfunkcij zaradi sprememb predfrontalne skorje z naraščajočo starostjo (Alvarez in Emory, 2006), ki so povezana tudi z zmanjšanjem odločanja (Blagovna znamka in Markowitsch, 2010) lahko ugibamo, da lahko pri starejših posameznikih z znižanjem števila uslužbencev, ki v internetu uživajo veliko užitka, razvijejo GIA. Vendar pa to ne predstavlja naših podatkov, saj naš vzorec ni vključeval starejših oseb. Prihodnje študije lahko preučijo posebne dejavnike ranljivosti, povezane s tveganjem za GIA pri starejših odraslih.

Spol ni vplival na celotno strukturo modela. V prejšnjih člankih so bili ugotovljeni učinki na spol za posebne vrste IA, kot so spletne igre (npr. Ko et al., 2005) in še posebej kiberseks (Meerkerk et al., 2006; Griffiths, 2012; Laier et al., 2013, 2014), vendar je bilo tudi trjeno, da sta oba spola na splošno ogrožena zaradi zasvojenosti z internetom (Young et al., 1999, 2011). V naši raziskavi so bili učinki spola na GIA, merjeni s-IAT, zelo majhni (d = 0.19, glej rezultate), kar kaže, da sta oba spola vsaj v splošni populaciji enako ogrožena zaradi razvoja GIA. Čeprav spol ni vplival na splošno strukturo podatkov v SEM, so bile nekatere razlike med moškimi in ženskami glede treh neposrednih učinkov spremenljivk napovedovalcev na mediatorje. Kot je povzeto v razdelku z rezultati, so psihopatološki vidiki vplivali na pričakovane življenjske dobe pri ženskah, ne pri moških, negativni učinek osebnostnih vidikov na spopadanje in pričakovane življenjske dobe pa je bolj prisoten pri moških kot pri ženskah. Ti učinki se ujemajo z literaturo o razlikah med spoloma glede depresije in socialne tesnobe (Sprock in Yoder, 1997; Moscovitch in sod., 2005), pa tudi samozavest in samoefikasnost (Huang, 2012). Vendar pa spola niso vplivali na vidike, ki so v središču študije, in sicer na mediacijske učinke obvladovanja in pričakovane življenjske dobe ter njihov pomen za GIA (glej rezultate analize povprečne strukture). Torej ne glede na to, kako spol lahko vpliva na socialno anksioznost, depresijo ali nekatere osebnostne vidike, je treba pri CBT-IA v obeh spolih upoštevati spopadanje in pričakovane življenjske dobe.

Končno obstaja več omejitev te študije. Gre za na novo razvit model, ki potrebuje dodatno testiranje na klinični populaciji, da v celoti vidi svojo klinično učinkovitost pri zdravljenju. Preizkusiti ga je treba tudi z daljšo različico IAT (Young, 1998; Widyanto in McMurran, 2004) kot bolj preizkušen ukrep v literaturi. Uporabili smo krajšo različico glede na dolžino orodja za ocenjevanje, ki smo ga uporabili za celoten model, vendar če bi to delo posnemali s kliničnim vzorcem, bi bilo priporočljivo uporabiti IAT skupaj z dodatnimi ukrepi ocene učinka, kot sta ocena interneta in Zasvojenost z računalniškimi igrami kot lestvico (AICA-S) ali klinični intervju (AICA-C) je razvil in potrdil s kliničnimi skupinami avtor (Wölfling et al., 2010, 2012). Poleg tega smo za namene te študije razvili in preizkusili vprašalnik o pričakovanju uporabe interneta. Medtem ko smo bili metodološko konzervativni in pazljivi pri razvoju lestvice, bi bilo treba ta ukrep ovrednotiti na podlagi dodatnih populacij za veljavnost in vprašalnik v nadaljnjih študijah potrebuje dodatno empirično testiranje. Za klinične vzorce je treba uporabiti tudi dodatne in podrobnejše lestvice in intervjuje, saj je bila večina praktičnih razlogov, ocenjenih v naši raziskavi, iz praktičnih razlogov (časovna omejitev v okviru spletnih anket) izmerjena s kratkimi vprašalniki z omejenim številom postavk. . Nadaljnja težava je odstopanje od običajne metode (Podsakoff in sod., 2003). Na žalost v študijo iz praktičnih razlogov ni bila vključena nobena jasna spremenljivka označevalcev, ki bi teoretično morala biti povezana z vsemi drugimi spremenljivkami (raziskava je trajala skoraj 25 min, kar je kritični prag za spletne ankete). Čeprav ne moremo izključiti vpliva odstopanj skupnih metod na rezultate, trdimo, da ta učinek verjetno ne bo upošteval celotne poročene strukture podatkov. Pri pregledu bivarijatnih korelacij (preglednica 3) lahko vidimo, da je nekaj teh zelo malo (npr. r = –0.08, r = –0.09, r = 0.12 itd.). Mislimo, da te nizke korelacije dajejo nekaj nasvetov za domnevo, da odstopanje od običajnih metod ne vpliva bistveno na glavne analize. Kljub temu pa je treba model preizkusiti s sistematičnim pristopom več vrst in več metod (Campbell in Fiske, 1959) v prihodnjih študijah.

Trenutna študija se osredotoča na GIA, kar pomeni, da je model na SIA, kot ga opisuje Brand et al. (2014), je treba še vedno preizkusiti empirično. Različne oblike SIA (npr. Igre na srečo, spletna pornografija ali internetne igre na srečo) je treba preizkusiti, če želite preveriti, ali imajo spretnosti spoprijemanja in pričakovane uporabe interneta podobno vlogo pri razvoju težave. Še vedno je razprava, ali je koncept GIA v glavnem primeren za pokrivanje problematičnega vedenja pri bolnikih. Našli smo dokaze za povezavo med težavami s samoprijavitvijo, povezanimi z nespecifično uporabo več različnih internetnih aplikacij, in spremenljivkami, predlaganimi v modelu. Koncept GIA je bil operacionaliziran s pomočjo navodil in postavk s-IAT, pa tudi s tem, da je več kot 97% udeležencev poročalo, da redno uporabljajo tri ali več različnih internetnih aplikacij, kot so komunikacija, igranje iger na srečo, kiberseks, nakupovanje ali iskanje informacij. S kliničnega vidika je vseeno tema razprave, ali je GIA lahko razlog za iskanje zdravljenja ali če bolniki, ki iščejo zdravljenje, v resnici trpijo zaradi izgube nadzora nad uporabo samo ene aplikacije. Predlagamo, da to točko upoštevamo v kliničnih raziskavah tako, da sistematično preučimo kritično vedenje v kontekstu uporabe interneta in analiziramo, kako pogosta je nenadzorovana in zasvojenost z več internetnimi aplikacijami v kliničnih vzorcih. Poleg tega v to študijo niso bile vključene vse komponente, predlagane v teoretičnem modelu o GIA. V prihodnje študije so na primer lahko vključene dodatne osebnostne lastnosti ali druge psihopatološke motnje.

zaključek

Glavne hipoteze modela o GIA podpirajo empirični podatki. Glavne značilnosti osebe so povezane s simptomi GIA, vendar ti učinki posredujejo s posebnimi spoznanji osebe, zlasti s slogom spoprijemanja in pričakovano uporabo interneta. Ta spoznanja je treba obravnavati pri zdravljenju zasvojenosti z internetom.

Prispevki avtorjev

Matthias Brand je napisal prvi osnutek prispevka, nadziral zbiranje podatkov ter jih analiziral in razlagal. Christian Laier je zlasti prispeval k zasnovi empirične študije in zbiranju podatkov ter revidiral rokopis. Kimberly S. Young je uredila osnutek, ga kritično revidirala in prispevala intelektualno in praktično k rokopisu. Vsi avtorji so na koncu odobrili rokopis. Vsi avtorji so odgovorni za vse vidike dela.

Izjava o konfliktu interesov

Avtorji izjavljajo, da je bila raziskava izvedena v odsotnosti komercialnih ali finančnih odnosov, ki bi se lahko razumeli kot potencialno navzkrižje interesov.

Priznanja

Elisa Wegmann in Jan Snagowski se zahvaljujemo za njune dragocene prispevke k študiji in rokopisu. Veliko so nam pomagali pri programiranju spletne ankete in preverjanju podatkov.

Reference

Uredil:

Ofir Turel, Kalifornijska univerza, Fullerton in Univerza Južna Kalifornija, ZDA

Pregledal:

Aviv M. Weinstein, Hadassah Medical Organisation, Izrael
Daria Joanna Kuss, Univerza Nottingham Trent, Združeno kraljestvo