Psihometrični pristop k oceni problematične uporabe spletne pornografije in družabnih omrežij, ki temelji na konceptualizacijah motnje spletnih iger na srečo (2020)

Ozadje

Problematična uporaba spletnih iger na srečo, spletnih mest za socialna omrežja (SNS) in spletne pornografije (OP) se spreminja. V nasprotju s problematično uporabo SNS in OP je bila v novo izdajo publikacije vključena motnja internetnih iger (IGD) Diagnostični in statistični priročnik duševnih motenj (DSM-5) kot pogoj za nadaljnje študije. Ta študija je merila za IGD prilagodila problematični uporabi SNS in OP tako, da je spremenila validiran vprašalnik za IGD (Internet Gaming Disorder Disciphation: IGDQ) in raziskala psihometrične lastnosti spremenjenih različic, SNSDQ in OPDQ.

Metode

Dva spletna vzorca (SNS: n = 700, 25.6 ± 8.4 leta, 76.4% žensk; OP: n = 700, 32.9 ± 12.6 let, 76.7% moških) je opravilo SNSDQ / OPDQ, kratek popis simptomov (BSI) in kratek test odvisnosti od interneta (sIAT) ter zagotovil informacije o njihovi uporabi SNS / OP. Izračunane so bile standardne analize postavk in zanesljivosti, raziskovalne in potrditvene faktorske analize ter korelacije s sIAT. Primerjali smo problematične in neproblematične uporabnike.

Rezultati

Notranja konsistenca je bila ω_redni = 0.89 (SNS) in ω_redni = 0.88 (OP). Analiza raziskovalnega faktorja je izbrala en faktor za oba vprašalnika. Potrditvene faktorske analize so potrdile rezultate. Rezultati SNSDQ / OPDQ so močno korelirali z ocenami sIAT in zmerno s časom uporabe SNS / OP. 3.4% (SNS) in 7.1% (OP) uporabnikov leži nad mejo za problematično uporabo. Problematični uporabniki so imeli višje ocene sIAT, dlje so uporabljali aplikacije in so imeli več psiholoških stisk.

zaključek

Na splošno rezultati študije kažejo, da je prilagoditev meril IGD obetaven pristop za merjenje problematične uporabe SNS / OP.

Leta 2017 je internet uporabljalo 3.5 milijarde ljudi [1]. Od številnih načinov uporabe so še posebej priljubljena spletna igra, spletna mesta za družabna omrežja (SNS) in spletna pornografija (OP). Vse te aplikacije so v preiskavi, saj je videti, da je njihova problematična uporaba povezana s psihološkimi stiskami in težavami z delom, akademsko uspešnostjo in medosebnimi odnosi [2,3,4,5,6,7]. Z vključitvijo v dodatek pete izdaje Diagnostični in statistični priročnik duševnih motenj (DSM-5), Internetna motnja igranja (IGD) je bila prepoznana kot motnja, ki upravičuje nadaljnjo preiskavo [8]. To je bil prvi korak k opredelitvi standardiziranih meril zanj. Devet meril temelji na merilih za motnje uživanja substanc in motnje iger na srečo in jih je treba izpolnjevati v zadnjih 9 mesecih: (12) zaskrbljenost zaradi iger na srečo, (1) umik, ko ne more igrati, (2) toleranca, (3) neuspeh ustaviti / zmanjšati količino iger na srečo, (4) opustiti druge dejavnosti v prid igranju iger, (5) nadaljevati z igranjem kljub težavam, (6) zavajati druge glede njegove količine, (7) igre na srečo, da bi se izognili neugodnim razpoloženjem in (8 ) ogrožanje pomembnega odnosa, poklica ali izobrazbe zaradi iger na srečo.

Medtem ko je bil IGD vključen v DSM-5 kot pogoj za nadaljnje študije, problematična uporaba SNS in OP ni bila. Petry in O'Brien (2013) [9] trdijo, da v študijah, ki preučujejo ta vprašanja (SNS in OP), ni empiričnih dokazov in nedoslednosti. Kljub temu pa poteka razprava o obstoju, klasifikaciji in diagnozi problematične uporabe določenih internetnih aplikacij, kot so SNS ali OP [10] in vse večje število študij kaže na pomembnost problematične uporabe SNS in OP [3, 5, 11, 12], nenazadnje tudi zaradi njihove povezanosti s povečano stopnjo psihološke stiske. To lahko vključuje celo simptome psihiatričnih motenj, kot so depresija, anksiozne motnje, motnje pozornosti in hiperaktivnost ali obsesivno-kompulzivna motnja [2, 11, 13,14,15].

Ocena problematične uporabe SNS in OP

Obstaja več različnih diagnostičnih instrumentov za oceno problematične uporabe SNS in OP. Večina jih temelji bodisi na diagnostičnih merilih za vedenjske odvisnosti (SNS: npr. Bergenova lestvica odvisnosti od socialnih medijev [16] | OP: npr. Lestvica porabe problematične pornografije [17]) ali preizkus zasvojenosti z internetom [18] (SNS: npr. Nagnjenost k zasvojenosti z lestvico SNS [19] | OP: sIAT-seks [20]). Upoštevajte, da to nikakor ni izčrpno naštevanje vseh diagnostičnih instrumentov. Za podroben pregled glej Andreassen (2015) [2] za SNS in Wéry & Billieux (2017) [21] za OP. Dobro potrjenih instrumentov ne manjka, vendar še vedno obstajajo naslednji problemi: (i) različne teoretične konceptualizacije problematične uporabe SNS in OP s posledico (ii), da ni na voljo enotnih, standardiziranih meril za oceno problematične uporabe treh najpomembnejše posebne spletne aplikacije (Gaming, SNS, OP) na primerjalni način.

Najnovejši teoretični model za posebne motnje uporabe interneta je model I-PACE [22]. Temelji na empiričnih ugotovitvah in vključuje prejšnja teoretična razmišljanja drugih modelov na področju vedenjskih odvisnosti, kot je model sindroma [23] ali model odvisnosti komponent [24]. Model I-PACE domneva, da je etiologija problematične uporabe podobna za različne internetne aplikacije. Zato predlaga uporabo enotnih diagnostičnih meril za vse aplikacije, s čimer se poenotijo ​​diagnostična merila in omogočijo primerjave stopnje njihove razširjenosti. Ker je Ameriško psihiatrično združenje že predlagalo standardizirana merila za IGD, predlaga, da ta merila uporabi za problematično uporabo drugih internetnih aplikacij, in več raziskovalcev se strinja s tem pristopom [25,26,27]. Nekatere študije so že uporabile ta pristop za razvoj psihometričnih orodij za oceno problematične uporabe interneta [26, 28, 29] Vendar, kolikor avtorji vedo, obstaja le ena študija, ki je uporabila ta pristop za problematično uporabo SNS [27] in noben za problematično uporabo OP.

Cilj pričujoče študije

Cilj te študije je bil torej preučiti, v kolikšni meri je mogoče konceptualizacijo motnje internetnega igranja prilagoditi problematični uporabi SNS in OP. Petry et al. (2014) [30] - ki so bili člani delovne skupine za uporabo snovi, ki priporoča vključitev IGD v DSM-5 - objavili vprašalnik (vprašalnik o motnjah v internetnih igrah: IGDQ) za oceno IGD. Za to študijo smo uporabili nemško različico, ki so jo potrdili Jeromin, Barke in Rief (2016) [31] in ga prilagodil za problematično uporabo SNS in OP s preoblikovanjem elementov (za podrobnosti glej razdelek »Ukrepi«). Da bi ocenili in ocenili, v kolikšni meri lahko koncept IGD predstavlja uporabno izhodišče za oceno problematične uporabe SNS in OP, smo raziskali psihometrične lastnosti dveh spremenjenih različic, SNSDQ in OPDQ.

Udeleženci in postopek

Podatki so bili zbrani s pomočjo spletne ankete (oktober 2017 - januar 2018). Povezava do vprašalnika je bila objavljena na splošnih (npr. Reddit) in internetnih forumih za posamezne aplikacije (npr. Facebook skupine), SNS in poštnih seznamih. Na začetku so udeleženci natančno določili, ali v glavnem uporabljajo SNS ali OP, in so bili preusmerjeni na ustrezen vprašalnik (SNS / OP). Kot spodbudo so lahko udeleženci osvojili enega od petih darilnih bonov za spletno trgovino (vrednost bona: 20 EUR). Merila za vključitev so bila: informirano soglasje, starost ≥ 18 let. Merila za izključitev so bila: brez maternega govorca (nemščina), odstotek spletnega časa, porabljenega za uporabo SNS / OP ≤5%.

SNS podvzorec

Merila za vključitev je izpolnilo 939 udeležencev. Od tega je bilo treba 239 (25.45%) izključiti: 228, ker jim manjkajo podatki za SNSDQ, 7 ker niso posredovali resnih informacij (npr. Klingonski jezik kot materni jezik) in 4, ker so imeli nerealno hiter čas odgovora ( 2 SD pod povprečnim časom). Na koncu so bili analizirani podatki 700 udeležencev (tabela 1).

Podvzorec OP

Skupno 1858 udeležencev je izpolnjevalo merila za vključitev. Od tega jih je bilo treba 669 (36.01%) izključiti: 630, ker jim manjkajo podatki za OPDQ, 25 ker so zagotovili očitno napačne podatke, 9 zaradi nerealno hitrega odgovora in 5 zaradi komentarjev, ki nakazujejo, da niso razumeti anketo. Da bi povečali statistično primerljivost obeh podvzorcev (SNS / OP), je bil iz preostalih 700 izbran naključni vzorec 1189 udeležencev. Na koncu so bili analizirani podatki 700 udeležencev (tabela 1).

Ukrepi

Socialno-demografske informacije

Zbrane so bile informacije o spolu, starosti, izobrazbi, zaposlitvi in ​​razmerju.

Informacije o splošni in posebni uporabi interneta

Udeleženci so poročali, koliko časa (ur) preživijo na spletu v običajnem tednu. Poleg tega so zagotovili posebne informacije v zvezi z njihovo uporabo SNS ali OP, na primer spletna mesta SNS / OP, ki jih večinoma uporabljajo, in kako dolgo uporabljajo SNS ali OP (ure / teden).

Problematična uporaba

Tendenco problematične uporabe SNS ali OP smo ocenili z nemškima različicama SNSDQ in OPDQ. Ti vprašalniki so spremenjene različice IGDQ. IGDQ je sestavljen iz devetih elementov, ki odražajo ustrezna merila DSM-5 za IGD. Ima dihotomno obliko odziva, sestavljeno iz „ne“ (0) in „da“ (1). Rezultat dobimo z dodajanjem odgovorov (razpon ocen: 0–9). Ocena ≥ 5 je bila opredeljena kot mejna vrednost za prejemanje diagnoze IGD [30]. Za prilagoditev glede SNS in OP so bili prvotni predmeti preoblikovani z zamenjavo vseh sklicev na spletne igre na srečo s sklici na SNS ali OP. Na primer: "Ali se počutite nemirne, razdražljive, razpoložene, jezne, zaskrbljene ali žalostne, ko poskušate zmanjšati ali prenehati uporabljati SNS ali kadar SNS ne morete uporabljati?" namesto "Ali se počutite nemirne, razdražljive, razpoložene, jezne, tesnobne ali žalostne, ko poskušate zmanjšati ali ustaviti igranje iger ali ko ne morete igrati?"

Kratek test zasvojenosti z internetom

SIAT je kratka različica testa za zasvojenost z internetom, ki ga sestavlja 12 izjav, ki izražajo možne simptome problematične uporabe interneta (npr. „Kako pogosto se vam zdi, da v spletu rečete„ le nekaj minut več? “) [18]. Za našo študijo smo uporabili potrjeno nemško različico in preoblikovali predmete za uporabo SNS in OP (npr. "Kako pogosto poskušate zmanjšati čas, ki ga porabite za gledanje spletne pornografije in ne uspete?") [32]. Udeleženci morajo oceniti pogostost, s katero so v zadnjem tednu izkusili posamezne simptome, na 5-stopenjski lestvici od 1 ('nikoli') do 5 ('zelo pogosto'). V rezultatu vsote (12–60 točk) višji rezultati kažejo na bolj problematično uporabo. Notranja skladnost prilagojenih lestvic v tej študiji je bila dobra (SNS: ω = 0.88 | OP: ω = 0.88).

Kratek seznam simptomov

Za identifikacijo klinično pomembnih simptomov udeležencev je bila uporabljena nemška različica Kratkega seznama simptomov (BSI).33, 34]. BSI je sestavljen iz 53 izjav, ki izražajo simptome psihološke stiske (npr. „Koliko ste bili v zadnjih 7 dneh v stiski zaradi občutka napetosti ali pritiska?“). Na postavke se odgovori na petstopenjski lestvici od 5 ("sploh ne") do 0 ("zelo"). Skupna ocena se giblje med 4 in 0, višji rezultati pa kažejo na višjo stopnjo stiske. Notranja konsistenca v sedanjih vzorcih je bila odlična, z ω = 212 (SNS) in ω = 0.96 (OP).

Analiza podatkov

Statistične analize so bile izvedene z uporabo SPSS 24 (IBM SPSS Statistics), SPSS Amos, R različica 3.5.1 [35] in FACTOR za raziskovalno faktorsko analizo (EFA) [36]. Za standardno analizo postavk za vsak vprašalnik so bili izračunani SNSDQ in OPDQ, težave s postavkami in korelacije med postavkami. Kot merilo zanesljivosti smo izračunali koeficient omega ali redni omega (v primeru binominalnih podatkov). Ti koeficienti so priporočljivi kot natančnejša alternativa Cronbachovi alfi, zlasti kadar je kršena predpostavka tau-enakovrednosti [37,38,39,40]. Glede veljavnosti smo raziskali faktorske strukture z izvajanjem EFA in potrditvenih faktorskih analiz (CFA). Za te je bil vsak vzorec (SNS in OP) naključno razdeljen na dva podvzorca (SNS1, SNS2 in OP1, OP2; vsak podvzorec: n = 350). Podvzorca SNS1 in OP1 sta bila uporabljena za EFA in SNS2 in OP2 za CFA. Vsi drugi izračuni temeljijo na skupnih vzorcih. Da bi preizkusili, ali se podvzorci razlikujejo po ključnih spremenljivkah (starost, ocena SNSDQ / OPDQ), so izvedli neodvisne t teste. Da bi ugotovili, ali podatki ustrezajo EFA, sta bila uporabljena Kaiser-Meyer-Olkinov test (KMO) in Bartlettov test sferičnosti. Zaradi dihotomne oblike odzivov SNSDQ in OPDQ so EFA sledili Jerominu et al. (2016) [31] in uporabil tetrahorične korelacije kot vhodne podatke in neutežene najmanjše kvadrate kot metodo ocenjevanja [41]. Število dejavnikov, ki jih je treba izluščiti, je bilo določeno z Velicerjevim testom MAP [42].

Za testiranje faktorske raztopine je bila izvedena CFA na SNS2 in OP2. Parametri modela so bili ocenjeni z uporabo ocen največje verjetnosti. Zaradi kršitve predpostavke normalnosti je bil uporabljen Bootstrapping Bollen-Stine [43]. Za oceno primernosti modela so izračunali primerjalni indeks ustreznosti (CFI), korensko povprečno napako približanja (RMSEA) in standardizirani koreninski preostali preostanek (SRMR). Po Hu in Bentlerju (1999) [44], so mejna merila za sprejemljivo ujemanje modela CFI> 0.95, RMSEA med 0.06 in 0.08 in SRMR <0.08.

Bivariacijski odnosi med rezultatoma SNSDQ in OPDG ter časom, porabljenim za uporabo interneta na splošno, časom, porabljenim z uporabo prednostne aplikacije (SNS / OP), in rezultati sIAT so bili testirani s Pearsonovimi korelacijami.

Da bi prvič pokazali diagnostično veljavnost, smo primerjali problematične uporabnike s problematičnimi uporabniki. Analogno IGDQ so bili uporabniki z oceno ≥ 5 točk kategorizirani kot problematični uporabniki, vsi drugi uporabniki pa kot problematični [30, 31]. Neodvisni t testi (v primeru neenakih odstopanj: Welchovi testi) so bili izračunani za primerjavo skupin glede na starost, čas, porabljen za uporabo interneta, čas, porabljen za uporabo njihove prednostne aplikacije, in sIAT in BSI rezultate. Zaradi neenake velikosti skupin, Hedges ' g poroča kot merilo velikosti učinka [45]. Učinek g = 0.20 se šteje za majhno, g = 0.50 kot srednje in g = 0.80 kot velik [45].

SNS, OP in uporaba interneta

SNS

Udeleženci so internet v povprečju uporabljali 20.9 ± 14.8 ure na teden, SNS pa 9.4 ± 10 ur na teden (44% celotnega spletnega časa), pri čemer je bil Facebook najbolj priljubljen SNS (n = 355; 50.7%), sledi Instagram (n = 196; 28%) in YouTube (n = 74; 10.6%). Povprečni oceni SNSDQ in sIAT sta bili 1.2 ± 1.5 in 23.6 ± 7.3 točke. Na splošno je imelo 24 udeležencev (3.4%) oceno SNSDQ ≥ 5 točk in je tako ležalo nad mejo za problematično uporabo (glej sliko. 1 za podrobnosti). Povprečni skupni rezultat BSI pri vseh udeležencih je bil 9.8 ± 16.7.

Odstotek udeležencev, ki izpolnjujejo različno število meril spremenjenega IGDQ (SNS in OP)

Slika v polni velikosti

OP

Udeleženci so internet v povprečju uporabljali 21.9 ± 15.6 ure na teden in porabili OP 3.9 ± 6.1 ure na teden (18.9% celotnega spletnega časa). Najbolj priljubljena oblika OP so bili videoposnetki (n = 351; 50.1%), sledijo slike (n = 275; 39.3%) in spletne kamere (n = 71; 10.1%). Povprečna ocena OPDG in sIAT je bila 1.5 ± 1.7 in 22.3 ± 7.9. Skupaj 50 udeležencev (7.1%) je doseglo oceno OPDQ nad mejo ≥ 5 točk (glej sliko. 1 za podrobnosti). Povprečna ocena BSI pri vseh udeležencih je bila 25.6 ± 27.6.

Analiza postavk in notranja skladnost

Rezultati analiz predmetov so predstavljeni v tabelah 2 in 3.

SNS

Pri različici SNS je bila točka 7 najmanj potrjena (število pritrdilnih odgovorov (naa) = 21), točka 6 pa najvišja (naa = 247). To pomeni težavo s postavko p_i = 0.03 (točka 7) in p_i = 0.35 (točka 6), s povprečno težavo pri vseh postavkah p_i = 0.13. Popravljena postavka – skupne korelacije so se gibale r_itc = 0.28 (točka 3) do r_itc = 0.39 (postavke 4, 5 in 6), s povprečjem r_itc = 0.36. Notranja konsistenca je bila ω_redni = 0.89 in tehtnica ne bi imela koristi od odstranitve nobenega predmeta.

OP

V OP različici vprašalnika je imela točka 9 (naa = 24) najnižjo stopnjo odobritve, medtem ko je bila točka 7 najvišja (naa = 286). Povprečna težava postavke je bila p_i = .17, pri čemer je točka 9 največ (p_i = 0.03) in postavka 7 (p_i = 0.41) najmanj težko. Popravljena postavka – skupne korelacije so se gibale med r_itc = 0.29 (točka 7) in r_itc = 0.47 (točka 5), ​​s povprečno popravljeno postavko – skupna korelacija r_itc = 0.38. Notranja konsistenca je bila ω_redni = 0.88. Odstranjevanje predmetov ne bi povečalo notranje skladnosti.

Faktor struktura

Podvzorci (SNS1 proti SNS2; OP1 proti OP2) se niso razlikovali glede na starost, spol, uporabo interneta, uporabo SNS / OP, sIAT, SNSDQ / OPDQ in BSI (glej Dodatek).

SNS

Bartlettov test sferičnosti (Χ² = 407.4, df = 36, p <0.001) kot tudi merilo KMO (0.74) navaja, da so podatki primerni za EFA. Velicerjev test MAP je priporočil ekstrakcijo enega samega faktorja. Ta faktor je pojasnil 52.74% celotne variance. Faktorska obremenitev se je gibala med 0.54 (točka 3) in 0.78 (točka 9) (tabela 2). Za testiranje enofaktorske raztopine je bil izračunan CFA s podvzorcem SNS2. Indeksi primernosti so bili CFI = 0.81, RMSEA = 0.092 [CI = 0.075–0.111] in SRMR = 0.064 (za diagram poti glej sliko 2).

Diagram poti za potrditveno faktorsko analizo s podvzorcem SNS2 (n = 350). Vsi koeficienti poti so standardizirani in statistično pomembni (p <0.001)

Slika v polni velikosti

OP

Bartlettov test sferičnosti (Χ² = 455.7, df = 36, p <0.001) in kriterij KMO (0.80) sta pokazala, da so podatki primerni za EFA, test MAP pa je predlagal enofaktorsko rešitev. Izločeni faktor je pojasnil 53.30% celotne variance. Postavki 3 in 7 sta imeli najnižjo faktorno obremenitev (0.52), medtem ko je imela postavka 9 najvišjo (0.93) (tabela 3). Enofaktorska raztopina je bila testirana s CFA (podvzorec: OP2). Indeksi primernosti modela so bili CFI = 0.87, RMSEA = 0.080 [CI = 0.062–0.099] in SRMR = 0.057 (za diagram poti glej sliko. 3).

Diagram poti za potrditveno faktorsko analizo s podvzorcem OP2 (n = 350). Vsi koeficienti poti so standardizirani in statistično pomembni (p <0.001)

Slika v polni velikosti

Korelacije z SNS / OP / uporabo interneta in sIAT rezultati

SNS

Rezultati SNSDQ so povezani s časom uporabe SNS (r = 0.32, str 0.01), tedenski čas uporabe interneta (r = 0.16, str 0.01) in ocene sIAT (r = 0.73, str 0.01).

OP

Rezultati OPDQ so korelirali s časom uporabe OP (r = 0.22, p <0.01) in zelo šibko s časom uporabe interneta na teden (r = 0.08, p <0.05). Najvišja korelacija je bila ugotovljena z ocenami sIAT (r = 0.72, p <0.01).

Primerjava oseb s problematično in neproblematično uporabo SNS / OP

SNS

V primerjavi z neproblematičnimi uporabniki so problematični uporabniki SNS veliko bolj uporabljali SNS in imeli višje ocene sIAT. Zdelo se je, da imajo tudi več psihopatoloških stisk, vendar je bila to kljub velikosti učinka zgolj težnja (p = 0.13). Za podrobnosti glej tabelo 4.

OP

V primerjavi z neproblematičnimi uporabniki so udeleženci, ki so bili opredeljeni kot problematični uporabniki OP, več časa preživeli na internetu in več časa z OP, imeli so veliko višje rezultate sIAT in so imeli več psihopatoloških stisk (tabela 4).

V tej študiji smo nemško različico IGDQ prilagodili uporabi SNS in OP ter ovrednotili psihometrične lastnosti spremenjenih različic, da bi raziskali, v kolikšni meri so merila IGD primerna za oceno problematične uporabe SNS in OP.

Analiza predmeta

Povprečna odobritev postavk je bila pri obeh vprašalnikih nizka, kar je pričakovano in zaželeno glede na to, da kontrolni seznami ocenjujejo merila problematične uporabe v nekliničnem vzorcu. Za SNS se najbolj podprta točka 6 nanaša na odlašanje. To se zdi verjetno, saj se SNS pogosto uporablja za odlašanje [46, 47]. Točka 7 (zavajanje / prikrivanje) je prejela najnižjo potrditev, kar se zdi tudi smiselno glede na to, da veliko ljudi dnevno uporablja SNS in na družbeno sprejemljiv način, zaradi česar laganje o tem ni potrebno [12]. Za OP je imela najvišjo potrditev točka 7 (zavajanje / prikrivanje). To je verjetno tako, ker je sprejemljivost OP v družbi precej nizka, tudi če se uporablja nenamerno in se marsikomu zdi nerodno zaradi tega [48]. Najnižja ocena je bila za točko 9, ki se zdi razumna, saj pomeni resne posledice (tveganje / izguba odnosov / priložnosti). Popravljena postavka – skupne korelacije so bile za vprašalnike srednje in presegajo prag r_itc = 0.30 [43]. Izjema sta bili le točka 3 za SNS in točka 7 za OP. Točka 3 se nanaša na strpnost, merilo, ki je značilno za zlorabo substanc, vendar se zdi, da ga je težje uporabiti v okviru SNS [49]. Nizko popravljena postavka – celotna korelacija za postavko 7 (OP) se zdi smiselna, saj je, kot smo že omenili, uporaba OP na splošno lahko povezana s zadrego, zato zavajanje drugih o svoji uporabi ne razlikuje dobro med problematičnimi in neproblematičnimi uporabniki.

Zanesljivost

SNSDQ in OPDG sta pokazala dobro notranjo skladnost (SNS: ω_redni = 0.89; OP: ω_redni = 0.88). Rezultati so primerljivi z drugimi vprašalniki, ki merijo problematično SNS (npr. Bergenova lestvica socialnih medijev: α = 0.88) ali uporabo OP (npr. SIAT-sex: α = 0.88) [16, 20].

veljavnost

Med EFA-jem je bil za SNS pridobljen en dejavnik, pa tudi različica vprašalnika OP. To je v skladu z rezultatom prvotnega IGDQ [31]. Točka 3 je imela v obeh različicah najmanjšo faktorno obremenitev, verjetno zato, ker se tolerančno merilo ne ujema zelo dobro s kontekstom SNS in OP. Na koncu je merilo tolerance izviralo iz odvisnosti od snovi. V tem kontekstu je bil njegov pomen veliko jasneje opredeljen kot v zvezi s problematično uporabo OP, SNS ali spletnih iger na srečo, o katerih je tudi koristno razpravljati (za[30, 50] | contra[51, 52]). V različici OP je imel tudi element 7 (zavajanje / prikrivanje) manjši faktor nalaganja kot drugi elementi. To odraža zgornji argument glede tega, zakaj izdelek ni tako uporaben za razlikovanje med problematičnimi in neproblematičnimi uporabniki (37.4% neproblematičnih in 86% problematičnih uporabnikov ga je potrdilo). To kaže, da vedenje prikrivanja ni izrecno povezano s problematično prekomerno uporabo, ki jo meri OPDG, ampak verjetno s socialnim odnosom do OP na splošno.

Na splošno so rezultati CFA-jev pokazali, da so enofaktorske rešitve za oba vprašalnika vprašljive in ne predstavljajo ustreznosti. Medtem ko je bil SRMR dober za oba modela, sta bila CFI in RMSEA pod oziroma nad mejnimi vrednostmi. Tako kot v EFA, je imela postavka 6 za SNS in točka 7 za OP še posebej nizke faktorjske obremenitve. To pomeni, da je njihova korelacija z zadevno splošno lestvico nizka in da je njihova korelacija s problematičnim vedenjem pri uporabi nizka. Čeprav to ne predstavlja nujno težav, je pomembno, da nadaljnje študije preverijo, ali je treba te predmete popraviti, drugače tehtati ali celo odstraniti.

Oba vprašalnika sta močno povezana z ustreznimi različicami sIAT, kar kaže na dobro konvergentno veljavnost. Različica SNS je pokazala majhne do srednje velike korelacije s splošno uporabo interneta in časom uporabe SNS (na teden). Različica OP je pokazala tudi majhno korelacijo s časom uporabe OP (na teden). Velikost korelacij problematične uporabe s časom, porabljenim za uporabo ustrezne aplikacije, je v območju tistih, o katerih se dosledno poroča [53,54,55].

Za oceno diagnostične veljavnosti SNSDQ in OPDQ smo najprej primerjali opažene stopnje razširjenosti s tistimi, ugotovljenimi v drugih študijah. Pri SNS je 3.4% udeležencev preseglo mejo, kar zadeva OP, pa jih je 7.1% izpolnjevalo merila za problematično uporabo. Čeprav je primerjava stopenj razširjenosti zaradi številnih različnih diagnostičnih instrumentov težavna, so tukaj najdene stopnje primerljive z nekaterimi v obstoječi literaturi. V svoji študiji nacionalnega reprezentativnega vzorca madžarskih mladostnikov so Bányai et al. (2017) [3] ugotovila stopnjo razširjenosti 4.5% za problematično uporabo SNS. Glede problematične uporabe OP, Giordano in Cashwell (2017) [55] je poročal o stopnji razširjenosti 10.3% v vzorcu ameriških študentov in Rossu in sodelavcih (2012) [15] ugotovila stopnjo 7.6% pri vzorcu švedskih odraslih.

Pomembno je omeniti, da s temi instrumenti ni mogoče postaviti diagnoze. Prvič, niti DSM-5 niti ICD-11 ne vsebujeta nobenih diagnoz za problematično uporabo OP ali SNS. Drugič, tudi če bi, bi bil potreben klinični razgovor s strokovnjakom, da se preveri prisotnost klinično pomembne stiske in funkcionalne okvare ter odsotnost kakršnih koli meril za izključitev za posamezen primer, ki so pogoj za psihiatrično diagnozo. Takšna neodvisna klinična presoja v tej študiji ni bila zbrana, zato ne moremo ugotoviti, ali bi osebe nad mejo upravičile kakršno koli diagnozo. Vendar bi jih imeli za možne kandidate za takšno diagnozo. Za nadaljnjo raziskavo diagnostične veljavnosti smo primerjali uporabnike nad in pod mejo in ugotovili izrazite razlike. Problematični uporabniki so več časa preživeli na spletu na teden (samo za OP) in dlje uporabljali želeno aplikacijo. Čeprav podaljšani čas uporabe ni zadostno merilo za sklepanje o problematični uporabi, je več študij odkrilo - čeprav šibko - povezavo med časom uporabe in problematično uporabo [53,54,55]. Poleg tega so imeli problematični uporabniki veliko višje rezultate sIAT in se je zdelo, da so imeli višjo stopnjo psihološke stiske (samo za OP). Na splošno lahko te rezultate - zlasti zelo veliko razliko med skupnimi ocenami BSI v primeru problematičnih uporabnikov OP - štejemo za prve kazalce merilne veljavnosti instrumentov in nakazujejo, da so merila IGD morda primerna za identifikacijo posameznikov s problematična uporaba SNS ali OP [56].

Omejitve

Študijo je treba upoštevati glede na njene omejitve. Ena omejitev je, da so bili testirani samo odrasli udeleženci, čeprav SNS pogosto uporabljajo tudi mladostniki [3]. Nadaljnja omejitev je, da niso vsi udeleženci odgovorili na vse vprašalnike v zvezi s problematično uporabo (SNS, OP in IGD). To bi omogočilo podrobnejšo preiskavo prekrivanja med problematično uporabo posameznih aplikacij. Poleg tega so bili zbrani le podatki, o katerih so poročali sami in so nagnjeni k učinkom pristranskosti, kot sta socialna zaželenost ali običajna varianca metode. Poleg tega niso vključevali klinične presoje. Glede na to, da je cilj kontrolnih seznamov za samoprijavo prepoznavanje problematičnih uporabnikov, bi morale nadaljnje študije raziskati njihovo veljavnost z vzorci oseb, za katere klinični zdravniki menijo, da kažejo problematično uporabo v klinično pomembnem smislu. Poleg tega je pomembno opozoriti, da niso bila dogovorjena niti merila za diagnozo niti število elementov ali kakršna koli meja. Ne nameravamo predlagati nobenih argumentov, ali bi ti vedenjski vzorci upravičevali status "motnje". Raje si prizadevamo za spodbujanje raziskav o prepoznavanju problematične uporabe SNS in OP z zagotavljanjem skupnega instrumenta, ki bi lahko pomagal pri primerjalni oceni, in predlagamo uporabo tega instrumenta kot skupnega izhodišča za takšne preiskave ter jih spremenimo, saj nadaljnje raziskave to .

Ker nekateri psihometrični parametri preizkušenih vprašalnikov niso zadovoljivi, se zdi, da meril IGD ni mogoče preprosto prenesti na problematično uporabo SNS / OP. Kljub temu naši skupni rezultati kažejo, da je to obetavno izhodišče in podpirajo sposobnost uporabe prilagojenih meril IGD kot okvira za oceno problematične uporabe SNS / OP. Ta študija prispeva k raziskavam v zvezi z merjenjem vidikov problematične uporabe SNS in OP in je lahko prvi korak k standardizirani oceni in prispeva k preiskavam teh nastajajočih konstruktov. Prihodnje raziskave bi morale nadalje raziskati koristnost meril DSM-5 za IGD v okviru uporabe SNS / OP.

Podatkovni nizi, ki so bili uporabljeni in / ali analizirani med trenutno študijo, so na razumno zahtevo na voljo pri ustreznem avtorju.

BSI:

Kratek popis za simptome

CFA:

Analiza potrditvenih faktorjev

CFI:

Primerjalni indeks primernosti

IC:

Interval zaupanja

DSM-5:

Diagnostični in statistični priročnik duševnih motenj

EFA:

Raziskovalna faktorska analiza

IGD:

Motnje internetnih iger (IGD)

KMO:

Kaiser – Meyer – Olkin

NAA:

Število pritrdilnih odgovorov

PO:

Spletna pornografija

OPDQ:

Vprašalnik o motnjah spletne pornografije

RMSEA:

Koren povprečne kvadratne napake približanja

sIAT:

Kratek test zasvojenosti z internetom

SNS:

Strani socialnih omrežij

SNSDQ:

Vprašalnik o motnjah socialnih mrež

SRMR:

Standardizirani korenski povprečni preostanek