Овисност о интернету: стилови суочавања, очекивања и импликације лијечења (КСНУМКС)

Маттхиас Бранд^{КСНУМКС *}, Цхристиан Лаиер¹ Кимберли С. Иоунг³

• ¹Одељење за општу психологију: когницију, Универзитет Дуизбург-Есен, Дуизбург, Немачка
• ²Ервин Л. Хахн Институт за магнетну резонанцу, Ессен, Немачка
• ³Центар за зависност од интернета, Школа новинарства и масовних комуникација Русселл Ј. Јандоли, Универзитет Ст. Бонавентуре, Олеан, НИ, САД

Зависност од интернета (ИА) постала је озбиљно стање менталног здравља у многим земљама. Да би се боље разумеле клиничке импликације ИА, ова студија је статистички тестирала нови теоријски модел који илуструје основне когнитивне механизме који доприносе развоју и одржавању поремећаја. Модел прави разлику између генерализоване зависности од Интернета (ГИА) и специфичних облика. Ова студија је тестирала модел ГИА на популацији корисника Интернета. Налази од 1019 корисника показују да је претпостављени модел структурне једначине објаснио 63.5% варијансе симптома ГИА, мерено кратком верзијом теста зависности од интернета. Користећи психолошко тестирање и тестирање личности, резултати показују да специфичне спознаје особе (лоше сналажење и когнитивна очекивања) повећавају ризик од ГИА. Ова два фактора су посредовала у симптомима ГИА ако су били присутни и други фактори ризика као што су депресија, социјална анксиозност, ниско самопоштовање, ниска самоефикасност и висока рањивост на стрес, да наведемо неколико области које су мерене у студији. Модел показује да особе са високим вештинама суочавања и без очекивања да се интернет може користити за повећање позитивног или смањење негативног расположења имају мање шансе да се упусте у проблематичну употребу интернета, чак и када су присутне друге личности или психолошке рањивости. Импликације за лечење укључују јасну когнитивну компоненту за развој ГИА и потребу да се процени пацијентов стил суочавања и спознаје и да се побољша погрешно размишљање како би се смањили симптоми и укључили у опоравак.

Увод

Проблематична употреба интернета је идентификована у бројним студијама и показује да су трајне негативне последице као што су губитак посла, академски неуспех и развод резултат прекомерне употребе интернета (за рецензије погледајте Гриффитхс, КСНУМКСа,b; Цхоу ет ал., КСНУМКС; Видјанто и Грифитс, 2006; Биун ет ал., 2009; Веинстеин и Лејоиеук, КСНУМКС; Лортие и Гуиттон, 2013). Клиничка релевантност овог феномена добија на значају у позадини високих процењених стопа преваленције које се крећу од 1.5 до 8.2% (Веинстеин и Лејоиеук, КСНУМКС) или чак до 26.7%, у зависности од коришћених скала и примењених критеријума (Кусс ет ал., КСНУМКС).

Иако је први опис овог клиничког проблема пре скоро 20 година (Иоунг, КСНУМКС), о класификацији се и даље расправља контроверзно и стога се у научној литератури користи неколико термина, у распону од „компулзивне употребе интернета“ (Мееркерк ет ал., КСНУМКС, 2009, 2010), „Проблеми у вези са интернетом“ (Видианто ет ал., 2008), „проблематично коришћење интернета“ (Каплан, 2002), „патолошка употреба интернета“ (Давис, КСНУМКС) до „Понашање овисности у вези са Интернетом“ (Бреннер, КСНУМКС), да поменем само неке. У последњих 10 година, међутим, већина истраживача у овој области користи термин „зависност од интернета” или „поремећај зависности од интернета” (нпр. Јохансон и Гетестам, 2004; Блок, КСНУМКС; Биун ет ал., 2009; Донг ет ал., КСНУМКС, 2011, 2013; Ким ет ал., КСНУМКС; Пурти ет ал., 2011; Иоунг, КСНУМКСб, 2013; Иоунг и сарадници, КСНУМКС; Зхоу ет ал., КСНУМКС; Цасх ет ал., 2012; Хоу ет ал., КСНУМКС; Хонг ет ал., КСНУМКСа,b; Кардефелт-Винтер, 2014; Понтес ет ал., КСНУМКС; Тониони и др., 2014). Такође преферирамо термин „зависност од интернета (ИА)“, јер недавни чланци (погледајте дискусију у Бранд ет ал., КСНУМКС) истаћи паралеле између прекомерне употребе интернета и других облика зависности (нпр. Грант ет ал., КСНУМКС) као и зависност од супстанци (види такође Иоунг, КСНУМКС; Гриффитхс, КСНУМКС; Мееркерк ет ал., КСНУМКС). Тврдило се да се механизми који се односе на развој и одржавање зависности од супстанци могу пренети на коришћење интернет апликација које изазивају зависност (као и на друге зависности од понашања), на пример, теорија подстицајне сензибилизације зависности и сродни концепти (нпр. Робинсон и Берридге, КСНУМКС, 2001, 2008; Берридге ет ал., КСНУМКС). Ово се такође лепо уклапа са компонентним моделом о понашању зависности (Гриффитхс, КСНУМКС).

Спроведена су многа истраживања о психолошким корелацијама ИА, али то је учињено – барем у већини случајева – без разликовања између генерализоване зависности од Интернета (ГИА) и специфичне зависности од Интернета (СИА; Морахан-Мартин и Шумахер, 2000; Леунг, 2004; Ебелинг-Витте ет ал., 2007; Лу, 2008; Ким и Дејвис, 2009; Биллиеук и Ван дер Линден, 2012), иако психолошки механизми могу бити различити, такође за различите старосне групе или апликације које се користе (Лопез-Фернандез и др., КСНУМКС). Наша студија испитује посредничке ефекте стилова суочавања и когнитивних очекивања за коришћење Интернета у развоју и одржавању ГИА како би се допринело бољем разумевању основних механизама и потенцијалних импликација за дијагностику и лечење.

На теоријском нивоу, већ је претпостављено да се ИА мора разликовати у односу на генерализовану употребу интернета (Грифитс и Вуд, 2000) наспрам специфичних типова ИА као што су сајберсекс, односи на мрежи, компулзије на интернету (нпр. коцкање, куповина), претрага информација и онлајн игре за развој зависности од интернета (нпр. Иоунг и сарадници, КСНУМКС; Мееркерк ет ал., КСНУМКС; Блок, КСНУМКС; Бранд ет ал., КСНУМКС). Међутим, само један подтип, поремећај интернетских игара, укључен је у додатак ДСМ-5 (АПА, КСНУМКС). Већина студија је или проценила ИА као јединствену конструкцију или је проценила само један специфичан подтип (у већини случајева интернет игре). У свом когнитивно-бихејвиористичком моделу, Давис (КСНУМКС) такође разликује генерализовану патолошку употребу интернета (ГИА) и специфичну патолошку употребу интернета (СИА). ГИА је описана као вишедимензионална прекомерна употреба Интернета, често праћена губитком времена и неусмереном употребом Интернета. Друштвени аспекти Интернета (нпр. друштвена комуникација путем сајтова за друштвене мреже) се посебно користе (види такође дискусију у Лортие и Гуиттон, 2013), што би требало да буде повезано са недостатком друштвене подршке ван мреже и социјалним дефицитима које појединац доживљава у невиртуелним ситуацијама. Поред тога, тврди се да субјекти могу прекомерно да користе неколико различитих интернет апликација, а да немају једну омиљену, на пример, играње игрица, гледање порнографије, сурфовање по информацијама и/или сајтовима за куповину, постављање селфија, гледање видео снимака на видео платформама, читање блогова других, и тако даље. У овом случају, може се тврдити да је појединац зависник од интернета, а не зависник од интернета (али видети и дискусију у Старцевиц, КСНУМКС). Дејвис тврди да је једна главна разлика између ГИА и СИА та што појединци који пате од ГИА не би развили слично проблематично понашање без интернета, док би појединци који пате од СИА развили слично проблематично понашање у другом окружењу. У оба облика зависничке употребе Интернета, ГИА и СИА, дисфункционалне спознаје о себи и о свету сугерише се да играју фундаменталну улогу (Каплан, 2002, 2005).

Истраживање које се бави ГИА показало је да су субјективне притужбе у свакодневном животу које су резултат коришћења интернета у корелацији са различитим карактеристикама личности. Заиста, показало се да је ГИА повезана са психопатолошким коморбидитетима, као што су афективни или анксиозни поремећаји (Вханг ет ал., 2003; Ианг ет ал., КСНУМКС; Веинстеин и Лејоиеук, КСНУМКС) као и на особине личности стидљивост, неуротицизам, рањивост на стрес, склоност ка одлагању и ниско самопоштовање (Ниемз ​​ет ал., 2005; Ебелинг-Витте ет ал., 2007; Харди и Ти, 2007; Тхатцхер ет ал., КСНУМКС; Ким и Дејвис, 2009). Такође, фактори друштвеног контекста, нпр. недостатак друштвене подршке или друштвена изолација (Морахан-Мартин и Шумахер, 2003; Каплан, 2007) па чак и усамљеност у образовном окружењу код адолесцената (Понтес ет ал., КСНУМКС), изгледа да су повезани са ГИА. Штавише, тврди се да коришћење интернета као алата за суочавање са проблематичним или стресним животним догађајима доприноси развоју ГИА (Вханг ет ал., 2003; Танг ет ал., КСНУМКС). Особе са ИА такође показују високу склоност ка импулсивној стратегији суочавања (Тониони и др., 2014). Неки аутори чак концептуализују ИА као врсту суочавања са свакодневним животом или свакодневним невољама (Кардефелт-Винтер, 2014). Још увек постоје само неке прве студије, које су експлицитно упоређивале предикторе различитих типова СИА. Павликовски и др. (2014) известили су да су стидљивост и задовољство животом повезани са употребом интернет игара које изазивају зависност, али не и са патолошком употребом сајберсекса или употребом игара и сајберсекса.

На основу претходних истраживања, посебно на аргументима од Давис (КСНУМКС), а такође узимајући у обзир актуелну литературу о неуропсихолошким и неуроимагинг налазима код субјеката који су зависници на интернету, недавно смо објавили теоријски модел о развоју и одржавању ГИА и СИА (Бранд ет ал., КСНУМКС). Неки аспекти укључени у модел су већ поменути у контексту коришћења сајтова друштвених мрежа, на пример очекивање позитивних исхода (Турел и Серенко, 2012). Такође је показано да је прекомерна употреба онлајн аукција или коришћење онлине аукција које изазивају зависност у корелацији са променама у уверењима појединаца о техници и то одређује будућу употребу и намере употребе (Турел ет ал., КСНУМКС). Ово је у складу са нашим теоријским моделом о ГИА, у којем претпостављамо да уверења или очекивања о томе шта Интернет може учинити за особу утичу на понашање, односно на коришћење Интернета, што заузврат такође утиче на будућа очекивања. Међутим, у нашем моделу смо се фокусирали на посредничку улогу очекивања и стратегија суочавања у развоју и одржавању ГИА и специфичних типова СИА.

За развој и одржавање ГИА-е тврдимо да корисник има одређене потребе и циљеве који се могу постићи коришћењем одређених Интернет апликација. На основу претходних истраживања, уградили смо неколико од тих налаза да бисмо развили свеобухватан модел за повезивање ових елемената. У почетку су основне карактеристике особе повезане са ИА и укључују психопатолошке аспекте, аспекте личности и друштвене спознаје. У први део смо укључили психопатолошке симптоме, посебно депресију и социјалну анксиозност (нпр. Вханг ет ал., 2003; Ианг ет ал., КСНУМКС), дисфункционалне аспекте личности, као што су ниска самоефикасност, стидљивост, рањивост на стрес и тенденције одлагања (Вханг ет ал., 2003; Чак и Леунг, 2004; Каплан, 2007; Ебелинг-Витте ет ал., 2007; Харди и Ти, 2007; Тхатцхер ет ал., КСНУМКС; Ким и Дејвис, 2009; Понтес ет ал., КСНУМКС), и социјална изолација/недостатак друштвене подршке (Морахан-Мартин и Шумахер, 2003; Каплан, 2005) у развоју ГИА. Међутим, предложили смо да утицај примарних карактеристика и сазнања те особе на развој зависности од употребе интернета треба да буде посредован одређеним сазнањима везаним за интернет, посебно очекивањима коришћења интернета (Турел ет ал., КСНУМКС; Ксу ет ал., КСНУМКС; Лее и сарадници, КСНУМКС), и одређене стратегије за суочавање са свакодневним животним захтевима или свакодневним гњаважама (Танг ет ал., КСНУМКС; Тониони и др., 2014). У трећем делу модела, као консеквентно понашање, ако корисник изађе на мрежу и добије појачање у смислу дисфункционалног суочавања са проблемима или негативним расположењем и особа очекује да ће је коришћење интернета одвратити од проблема или негативних осећања, онда што више вероватно ће се окренути интернету како би избегли та осећања о којима сведоче губитак контроле, лоше управљање временом, жудња и повећани друштвени проблеми. Улога процеса појачања и кондиционирања је добро описана у литератури о развоју и одржавању поремећаја повезаних са супстанцама (нпр. Робинсон и Берридге, КСНУМКС, 2008; Каливас и Волков, КСНУМКС; Еверитт и Роббинс, КСНУМКС). Такође смо тврдили да позитивно и негативно јачање стила суочавања и очекивања употребе интернета сукцесивно доводе до губитка когнитивне контроле над употребом интернета, што је посредовано префронталним (извршним) функционисањем (Бранд ет ал., КСНУМКС).

Иако се овај модел добро уклапа у претходну литературу о кључним налазима у вези са психолошким механизмима иза ИА (види прегледе од Кусс и Гриффитхс, 2011а,b; Гриффитхс, КСНУМКС) као и са врло недавним неуропсихолошким и неуроимагинг корелацијама ГИА и различитим типовима СИА (Кусс и Гриффитхс, КСНУМКС; Бранд ет ал., КСНУМКС), овом моделу су и даље потребни емпиријски докази у смислу инкременталне валидности. У овој студији, имали смо за циљ да преведемо хипотезе сажете у теоријском моделу о ГИА који је горе описан у статистички модел на нивоу латентних варијабли и тестирали ефекте предиктора и медијатора на озбиљност симптома ГИА користећи широку Интернет популацију. Користећи валидиране психолошке и мере личности, прво смо проценили суштинске карактеристике особе у предвиђању прекомерне употребе интернета и зависности од тога на генерализован начин. Користећи потврђену меру суочавања и новоразвијену меру очекивања употребе интернета, тестирали смо да ли лоше вештине суочавања и очекивања употребе интернета (као што је коришћење интернета за избегавање негативних осећања или непријатних ситуација) посредују у вези између основних карактеристика особе и симптома ГИА.

Материјал и метод

Операционализовани модел

Прво смо превели теоријски модел описан у уводу и илустрован у чланку од Бранд ет ал. (КСНУМКС) у проверљив и операционализован статистички модел. За сваку од димензија поменутих у теоријском моделу, изабрали смо најмање две манифестне варијабле да бисмо изградили модел структурне једначине (СЕМ) на латентном нивоу. За сваку варијаблу смо затим користили специфичну скалу (свака се састоји од неколико ставки, погледајте опис инструмената испод) да операционализујемо манифестне варијабле. Овај операционализовани модел као СЕМ на латентном нивоу приказан је на слици 1.

Теме

Користећи свеобухватну онлајн анкету, имали смо 1148 испитаника. Након искључења 129 учесника због непотпуних података на психометријским скалама, коначни узорак чинили су N = 1019. Учесници су регрутовани огласима, интернет платформама (Фацебоок налог тима Општа психологија: спознаја), е-маил листама студентима Универзитета Дуизбург-Есен, и путем флајера у локалним пабовима и баровима као и ворд -усмене препоруке. Огласи, е-маилови и флајери садржали су изјаву да учесници могу да учествују у наградној игри и имају прилику да освоје једну од следећих ствари: (1) иПад, (2) иПад мини, (3) иПод нано, (4 ) иПод схуффе, 20 Амазон поклон картица (по 50 евра). Студију је одобрио локални етички комитет.

Средња старост финалног узорка била је 25.61 година (СД = 7.37). Узорак је обухватио 625 (61.33%) жена и 385 (37.78%) мушкараца (девет добровољаца није одговорило на ово питање). Што се тиче ситуације у приватном животу, 577 учесника (56.62%) је живело у вези или је било у браку, а 410 (40.24%) је навело да нема тренутну везу (32 учесника нису одговорила на ово питање). У време процене, 687 учесника (67.42%) су били студенти, 332 учесника (32.58%) су имали редован посао (са нашим без академске позадине). Од укупног узорка, 116 учесника (11.4%) је испунило критеријуме за проблематичну употребу интернета [прекид >30 у кратком тесту зависности од интернета (с-ИАТ), погледајте опис инструмента испод] и 38 учесника (3.7%) за патолошка употреба Интернета (>37 у с-ИАТ). Просечно време проведено на Интернету је 972.36 мин/недељно (СД = 920.37). Од укупног узорка, 975 особа је користило сајтове за друштвене мреже/комуникације (M_{мин/недеља} = 444.47, СД = 659.05), 998 појединаца (97.94%) је претраживало информације на Интернету (M_{мин/недеља} = 410.03, СД = 626.26), 988 појединаца (96.96%) користи сајтове за куповину (M_{мин/недеља} = 67.77, СД = 194.29), онлајн игре је користило 557 учесника (54.66%, M_{мин/недеља} = 159.61, СД = 373.65), онлајн коцкање је играло 161 учесник (15.80%, M_{мин/недеља} = 37.09, СД = 141.70), а сајберсекс је користило 485 особа (47.60%, M_{мин/недеља} = 66.46, СД = 108.28). Што се тиче коришћења више интернет апликација, 995 учесника (97.64%) је пријавило да редовно користи три или више од горе наведених интернет апликација.

Инструменти

Кратки тест зависности од интернета (с-ИАТ)

Симптоми ИА су процењени помоћу немачке кратке верзије теста зависности од интернета (Павликовски ет ал., КСНУМКС), који је заснован на оригиналној верзији коју је развио Млади (КСНУМКС). У краткој верзији (с-ИАТ), на 12 питања треба одговорити на скали од пет тачака у распону од 1 (= никад) до 5 (= врло често) што резултира збиром резултата у распону од 12 до 60, док резултати > 30 означава проблематичну употребу интернета, а резултат >37 означава патолошку употребу интернета (Павликовски ет ал., КСНУМКС). С-ИАТ се састоји од два фактора: губитак контроле/управљање временом и жудња/социјални проблеми (сваки има по шест ставки). Иако 12 ставки оптерећују два фактора у експлораторној и потврдној факторској анализи (ЦФА; Павликовски ет ал., КСНУМКС), они обухватају кључне симптоме ИА, као што је на пример описано у моделу компоненти од стране (Гриффитхс, КСНУМКС). Прва подскала „губитак контроле/управљање временом“ процењује колико особа снажно пати од проблема управљања временом у свакодневном животу због своје употребе интернета (нпр. „Колико често занемарујете кућне послове да бисте више времена проводили на мрежи?“ и „Колико често губите сан због тога што сте на мрежи касно увече?“). Ставке ове подскале такође процењују негативне последице изазване прекомерном употребом интернета (нпр. „Колико често ваше оцене или школски рад пате због количине времена које проводите онлајн?“). Такође се мери да ли испитаници доживе губитак контроле над коришћењем интернета и да ли су покушали да смање употребу интернета и нису успели (нпр. „Колико често откријете да остајете на мрежи дуже него што сте намеравали?“ и „Колико често да ли покушавате да смањите количину времена које проводите на мрежи и не успете?”). Све ставке не мере време проведено на мрежи, већ да ли појединци доживљавају губитак контроле над коришћењем интернета и проблеме у свакодневном животу као резултат коришћења интернета. Друга подскала „жудња/друштвени проблеми“ мери ефекте прекомерне употребе интернета на друштвене интеракције и преокупацију медијумом (нпр. „Колико често се осећате заокупљеним интернетом када сте ван мреже или маштате о томе да сте онлајн?“). Ставке ове подскале такође процењују међуљудске проблеме (нпр. Колико често пуцате, вичете или се понашате изнервирано ако вам неко смета док сте на мрежи?) и регулацију расположења (нпр. „Колико често се осећате депресивно, нерасположено , или нервозни када нисте, што нестаје када се вратите на мрежу?). Све ставке укључују термине „Интернет“ или „онлине“ уопштено без фокусирања на одређену апликацију. У инструкцији су учесници обавештени да се сва питања односе на њихову општу употребу интернета укључујући и све апликације које користе.

С-ИАТ има добра психометријска својства и валидност (Павликовски ет ал., КСНУМКС). У нашем узорку, унутрашња конзистентност (Кронбахов α) била је 0.856 за целу скалу, 0.819 за фактор губитка контроле/управљање временом и 0.751 за фактор жудње/социјални проблеми.

Кратак инвентар симптома – субскала депресије

Симптоми депресије су процењени са немачком верзијом (Франке, 2000) подскале депресије Кратке инвентаре симптома (Буле и газда, 1991; Дерогатис, КСНУМКС). Скала се састоји од шест ставки које процењују симптоме депресије за последњих 7 дана. Одговори се морају дати на скали од пет тачака у распону од 0 (= нимало) до 4 (= изузетно). Унутрашња конзистенција (Кронбахов α) у нашем узорку била је 0.858.

Кратак инвентар симптома – субскала интерперсоналне осетљивости

Симптоми социјалне анксиозности и интерперсоналне осетљивости процењени су немачком верзијом (Франке, 2000) подскале интерперсоналне осетљивости Кратког инвентара симптома (Буле и газда, 1991; Дерогатис, КСНУМКС). Скала се састоји од четири ставке и одговори се морају дати на скали од пет тачака у распону од 0 (= нимало) до 4 (= изузетно). Унутрашња конзистенција (Кронбахов α) у нашем узорку била је 0.797.

Скала самопоштовања

Самопоштовање је процењено скалом самопоштовања (Росенберг, КСНУМКС). Овде смо користили модификовану немачку верзију (Колани и Херцберг, 2003), који се састоји од десет ставки. Одговори се морају дати на скали од четири тачке у распону од 0 (= потпуно се не слажем) до 3 (= потпуно се слажем). Унутрашња конзистенција (Кронбахов α) у нашем узорку била је 0.896.

Скала самоефикасности

Самоефикасност је процењена скалом самоефикасности (Шварцер и Јерусалим, 1995), који се састоји од 10 ставки. Одговори се морају дати на скали од четири тачке у распону од 1 (= није тачно) до 4 (= тачно тачно). Унутрашња конзистенција (Кронбахов α) у нашем узорку била је 0.863.

Триер инвентар за хронични стрес

Рањивост на стрес је мерена верзијом за скрининг Триер инвентара за хронични стрес (ТИЦС; Сцхулз ет ал., КСНУМКС). Скрининг садржи 12 ставки о изложености стресу у последња 3 месеца. На сваку тврдњу треба одговорити на скали од пет тачака у распону од 0 (= никад) до 4 (= врло често). Унутрашња конзистенција (Цронбацх-ов α) у нашем узорку била је 0.908.

Лонелинесс сцале

Кратка верзија Скале усамљености (Де Јонг Гиервелд и Ван Тилбург, 2006) је коришћен за мерење осећања усамљености (субскала емоционалне усамљености, три ставке) и перципиране социјалне подршке (подскала социјалне подршке, три ставке). На све тврдње треба одговорити на скали од пет поена од 1 (= не!) до 5 (= да!). Унутрашња конзистентност (Кронбахов α) у нашем узорку била је 0.765 за субскалу емоционалне усамљености и 0.867 за субскалу социјалне подршке.

Бриеф ЦОПЕ

Кратак ЦОПЕ (Царвер, 1997) мери стил суочавања у неколико различитих поддомена. Овде смо користили три подскале немачке верзије (Кнолл ет ал., 2005): порицање, употреба супстанци и одустајање од понашања. Свака подскала је била представљена са две ставке, на које је требало одговорити на скали од четири тачке у распону од 1 (= нисам ово уопште радио) до 4 (= ово сам радио много). Унутрашња конзистентност (Кронбахов α) у нашем узорку била је 0.561 за порицање на субскали, 0.901 за субскалу употребе супстанци и 0.517 за поништавање понашања на субскали. С обзиром да се ваге састоје од само две ставке и с обзиром да је инструмент коришћен у неколико студија валидације укључујући извештаје о поузданости поновног тестирања, сматрамо да је поузданост прихватљива.

Скала очекивања коришћења интернета

Да бисмо проценили очекивања коришћења интернета, развили смо нову скалу која се – у првој верзији – састоји од 16 ставки. Ставке одражавају неке кључне факторе мотивације као што је, на пример, пријавио Ксу ет ал. (2012) и такође Иее (2006). Предмети су додељени априори на две скале (свака има по осам ставки): очекивања коришћења интернета која одражавају позитивно појачање (нпр. „Користим интернет да бих доживела задовољство“) и она која одражавају негативно појачање (нпр. „Користим интернет да одвратим пажњу од проблема“). Сви одговори су дати на скали од шест поена у распону од 1 (= потпуно се не слажем) до 6 (= потпуно се слажем). На основу података које смо прикупили у овој студији (N = 1019), спровели смо експлоративну факторску анализу (ЕФА). Хорн'с (1965) паралелна анализа и минимални просечни делимични (МАП) тест (Велицер, 1976) коришћени су за одређивање одговарајућег броја фактора. Овај поступак је резултирао стабилним двофакторским решењем. Затим је спроведена ЕФА са анализом главних компоненти и ротацијом варимакса да би се проценила структура скале очекиваних вредности коришћења интернета (ИУЕС). Резултати ЕФА закључени са коначном верзијом ИУЕС-а од 8 ставки са двофакторском структуром остају (табела 1). Са ова два фактора, приметили смо објашњење варијансе од 63.41%. Први фактор садржи четири ставке са високим оптерећењем главног фактора (>0.50) и малим оптерећењем другог фактора (<0.20) и односи се на позитивна очекивања, па смо овај фактор назвали „позитивна очекивања“. Други фактор се састоји од четири ставке са високим оптерећењем на главни фактор (>0.50) и малим оптерећењем на другом фактору (<0.20), и све ставке везане за коришћење Интернета за избегавање или смањење негативних осећања или мисли, па смо ово назвали фактор „очекивања избегавања“. Оба фактора имају добру поузданост („позитивна очекивања“: Кронбахов α = 0.832 и „очекивања избегавања“ Кронбахов α = 0.756). Ова два фактора су била у значајној корелацији (r = КСНУМКС, p < 0.001) са умереним ефектом (Цохен, КСНУМКС).

Да бисмо обезбедили факторску структуру инструмента, проценили смо додатни узорак од 169 испитаника (средња старост = 21.66, СД = 2.69; 106 жена) за примену ЦФА. ЦФА је урађен са МПлус-ом (Мутен и Мутен, 2011). За процену уклапања модела применили смо стандардне критеријуме (Ху и Бентлер, КСНУМКС, 1999): Стандардизовани средњи квадратни резидуал (СРМР; вредности испод 0.08 указују на добро уклапање са подацима), упоредни индекси уклапања (ЦФИ/ТЛИ; вредности изнад 0.90 указују на добро уклапање, вредности изнад 0.95 одлично уклапање) и средњи квадрат грешка апроксимације (РМСЕА; „тест блиског уклапања“; вредност испод 0.08 са вредношћу значајности испод 0.05 указује на прихватљиво уклапање). ЦФА је потврдио двофакторско решење за ИУЕС са добрим до одличним параметрима уклапања: РМСЕА је био 0.047, ЦФИ је био 0.984, ТЛИ је био 0.975, а СРМР је био 0.031. Тхе χ² тест није био значајан, χ² = КСНУМКС, p = 0.137 што указује да подаци нису значајно одступили од теоријског модела (решење са два фактора, као што је приказано у табели 1).Овај узорак је сакупљен само за ЦФА. Подаци нису укључени у даље анализе.

Статистичке анализе

Стандардне статистичке процедуре су спроведене са СПСС 21.0 за Виндовс (ИБМ СПСС Статистицс, објављен 2012). Пирсонове корелације су израчунате да би се тестирале везе нултог реда између две варијабле. Да бисмо контролисали податке за аутлиере, креирали смо нормално распоређену случајну променљиву са истом средњом стандардном девијацијом као што смо пронашли у с-ИАТ (укупни резултат). Ова случајна варијабла би теоретски требала бити неповезана са свим варијаблама од интереса, ако на корелације нису утицали одступници у подацима. Све корелације са случајном променљивом су биле веома ниске, rс < 0.049, што указује да није било значајног утицаја ни на једној скали у коначном узорку (N = 1019). Поред тога, дијаграми расејања између варијабли су визуелно контролисани. Опет, нису пронађени екстремни одступници. Стога су анализе обављене код свих испитаника.

СЕМ анализа је израчуната помоћу МПлус 6 (Мутен и Мутен, 2011). Није било података који су недостајали. Пре тестирања целог модела, уклапање латентних димензија је такође тестирано коришћењем ЦФА у МПлус-у. За оба, СЕМ и ЦФА, примењена је процена параметара максималне вероватноће. За процену уклапања модела применили смо стандардне критеријуме (Ху и Бентлер, КСНУМКС, 1999) као што је већ описано у претходном одељку. За примену медијаторске анализе било је потребно, према Барон и Кени (1986), да све варијабле укључене у посредовање треба да корелирају једна са другом. Такође смо користили модериране регресије за анализу потенцијалних ефеката модератора као додатне анализе за алтернативну концептуализацију концепта суочавања.

Резултати

Описне вредности и корелације

Средњи резултати узорака у с-ИАТ и свим осталим примењеним скалама могу се наћи у табели 2. Средњи с-ИАТ резултат од M = 23.79 (СД = 6.69) је прилично упоредиво са оценом коју је пријавио Павликовски и др. (2013) за узорак од 1820 испитаника опште популације (средњи с-ИАТ скор је био M = 23.30, СД = 7.25). Биваријантне корелације између с-ИАТ (збирни резултат) и резултата у упитницима и скалама које су примењене приказане су у табели. 3.

Латентне димензије предложеног модела у потврдној факторској анализи

У циљу систематског тестирања предложеног теоријског модела, прво смо анализирали факторски модел, што значи да је тестирано да ли су латентне димензије прихватљиво представљене манифестним варијаблама. Стога је ЦФА изведен са шест латентних димензија (једна зависна димензија, три предикторске димензије, две посредничке димензије). РМСЕА је био 0.066 са p < 0.001, ЦФИ је био 0.951, ТЛИ је био 0.928 и СРМР је био 0.041, што указује на добро уклапање модела.

Прва латентна димензија „симптома ГИА“ била је добро представљена оценама у два фактора с-ИАТ (губитак контроле/управљање временом и жудња/социјални проблеми) како је предвиђено. Прву предикторску варијаблу „психопатолошки симптоми” значајно су представљале две подскале БСИ (депресија и интерперсонална осетљивост). Димензија „аспекти личности“ била је добро представљена са три претпостављене манифестне варијабле (самоефикасност, самопоштовање и рањивост на стрес), а последња предикторска димензија „социјалне спознаје“ била је добро представљена са две подскале скале усамљености (емоционалне усамљеност и социјална подршка). Резултати су показали да је прва хипотетска димензија медијатора „суочавање“ била добро представљена са три подскале ЦОПЕ (одрицање, злоупотреба супстанци и одустајање од понашања), а друга димензија медијатора „очекивања коришћења интернета“ је била добро представљена са два ИУЕС фактора ( позитивна очекивања и очекивања избегавања).

Све у свему, ЦФА је показао да су латентне димензије прихватљиво представљене манифестним варијаблама. Само у димензији која се суочава са скалом злоупотреба супстанци има слабије факторско оптерећење (β = 0.424), али и даље значајно (p < 0.001) и стога довољно, с обзиром да се укупни модел добро уклапао са подацима. Сва факторска оптерећења и стандардне грешке су приказане у табели 4.

Модел пуне структурне једначине

Предложени теоријски модел о латентној димензији са ГИА као зависном варијаблом (моделиран са два с-ИАТ фактора) је дао добар спој са подацима. РМСЕА је био 0.066 са p < 0.001, ЦФИ је био 0.95, ТЛИ је био 0.93, а СРМР је био 0.041. Тхе χ² тест је био значајан, χ² = КСНУМКС, p < 0.001, што је нормално с обзиром на велику величину узорка. Међутим, χ² тест за основни модел је такође био значајан са знатно вишим χ² вредност, χ² = КСНУМКС, p < 0.001. Укратко, подаци су се добро уклопили у предложени теоријски модел. Све у свему, велики удео од 63.5% варијансе у ГИА је значајно објашњен пуним СЕМ (R² = КСНУМКС, p < 0.001). Модел и сви директни и индиректни ефекти су приказани на слици 2.

Сва три директна ефекта предиктора на ГИА нису била значајна (Слика 2). Али имајте на уму да директан ефекат латентних варијабилних психопатолошких аспеката помало није достигао значај са p = 0.059. Овде се мора узети у обзир да је β-тежина била негативна, што указује на то да – у случају да се тумачи маргинално значајан директан ефекат – већа депресија и социјална анксиозност иду руку под руку са нижим симптомима ГИА ако индиректни ефекат са психопатолошких аспеката преко две посредничке варијабле (очекивања суочавања и коришћења интернета) су делимични. Директни ефекти психопатолошких аспеката и личности две латентне предикторске варијабле на обе латентне варијабле медијатора и очекивања коришћења интернета били су значајни. Насупрот томе, директни ефекти латентних варијабилних друштвених спознаја на очекивања суочавања и коришћења интернета нису били значајни, што значи да ови ефекти нису били значајни када се контролишу ефекти друге две латентне димензије.

Међутим, ефекти од друштвених спознаја до очекивања употребе интернета помало нису достигли значај p = 0.073. Директни ефекти суочавања са ГИА (p < 0.001) и из очекивања коришћења интернета (p < 0.001) били су значајни са јаким величинама ефекта.

Индиректни ефекат психопатолошких аспеката на суочавање са ГИА био је значајан (β = 0.173, СЕ = 0.059, p = 0.003). Такође, индиректни ефекат психопатолошких аспеката на очекивања коришћења интернета на ГИА је био значајан (β = 0.159, СЕ = 0.072, p = 0.027). Индиректни ефекат аспеката личности на суочавање са ГИА је такође био значајан (β = –0.08, СЕ = 0.041, p = 0.05), али је величина ефекта била веома мала. Индиректни ефекат од аспеката личности на очекивања коришћења интернета на ГИА је био значајан (β = –0.160, СЕ = 0.061, p = 0.009). Оба индиректна ефекта друштвених сазнања над суочавањем (β = 0.025, СЕ = 0.030, p = 0.403) и очекивања друштвене когниције преко интернета (β = –0.08, СЕ = 0.045, p = 0.075) према ГИА нису биле значајне. Модел са свим факторским оптерећењима и β-тежине су приказане на слици 2. Психопатолошки аспекти латентне димензије су у значајној корелацији са аспектима личности латентне димензије (r = -КСНУМКС, p < 0.001) и са латентном димензијом друштвене спознаје (r = –КСНУМКС, p < 0.001). Такође, две латентне димензије, аспекти личности и друштвене спознаје су у корелацији (r = КСНУМКС, p <0.001).

Додатне анализе

Описани модел је био теоријски аргументован и сходно томе онај који смо прво тестирали. Међутим, касније смо тестирали неке додатне моделе или делове модела одвојено како бисмо детаљније боље разумели основне механизме ГИА. Прво питање којим смо се позабавили био је ефекат психопатологије на ГИА, јер смо сматрали занимљивим да је директан ефекат, иако није значајан, био негативан у СЕМ (види слику 2), иако су на биваријатном нивоу корелације биле позитивне. Једноставан модел са психопатолошким аспектима (представљеним БИС депресијом и БСИ социјалном анксиозношћу) као предиктором и ГИА (представљеним са два с-ИАТ фактора) као зависном варијаблом имао је добро уклапање модела (сви индекси уклапања су бољи од прихватљивих) и ефекат био позитиван (β = 0.451, p < 0.001). Такође смо израчунали модел без два посредника, што значи да су психопатолошки аспекти, аспекти личности и друштвени аспекти служили као директни предиктори, а ГИА је била зависна варијабла (све варијабле на латентном нивоу са истим варијаблама које се користе у целом СЕМ-у, види слику 2). Модел без медијатора је такође имао индексе доброг уклапања (са једним изузетком: РМСЕА је био са 0.089 мало висок), а директни ефекти на ГИА (два с-ИАТ фактора) су: ефекат психопатолошких аспеката на ГИА β = 0.167, p = 0.122; ефекат аспеката личности на ГИА β = –0.223, p = 0.017; и утицај друштвених аспеката на ГИА β = –0.124, p = 0.081. Имајте на уму да је ефекат психопатолошких аспеката на ГИА и даље позитиван у овом моделу (али није значајан) када се ефекат контролише за ефекте личности и друштвених аспеката. Узети заједно, резултати укупног СЕМ-а говоре о потпуном посредовању ефекта психопатолошких аспеката на ГИА од стране два посредника (суочавање и очекивања), што је додатно наглашено двема додатним анализама које показују да је позитиван ефекат на биваријатном нивоу а у једноставном моделу се смањује укључивањем даљих варијабли као предиктора.

Ми смо теоретски концептуализовали суочавање као посредника (Бранд ет ал., КСНУМКС). Међутим, може се такође тврдити да суочавање не посредује у ефектима психопатолошких аспеката, већ делује као модератор. Да бисмо осигурали да је концептуализација суочавања као посредника уместо модератора одговарајућа, додатно смо израчунали неке модераторске анализе користећи модериране регресионе анализе. Када се, на пример, користе психопатолошки аспекти као предиктор, суочавање као модератор и с-ИАТ (збирни резултат) као зависна варијабла, оба психопатолошки аспекта (β = 0.267) и суочавање (β = 0.262) објашњавају варијансу у с-ИАТ значајно (оба p < 0.001), али њихова интеракција не додаје значајно објашњење варијансе (промене у R² = КСНУМКС, p = 0.067, β = -0.059) а прираст ефекта модератора је скоро нула (0.3%).

Такође смо сматрали узраст и пол као потенцијалне варијабле које могу утицати на структуру модела. Да бисмо ово тестирали, прво смо израчунали биваријантне корелације између старости и свих осталих варијабли што је резултирало веома ниским корелацијама. Постојала је само једна корелација са r = 0.21 (старост и очекивања избегавања), што је још увек низак ефекат (Цохен, КСНУМКС), а све остале корелације имале су ефекте између r = КСНУМКС и r = 0.18 са већином r <0.15 и r < 0.10. Корелација између старости и с-ИАТ је такође била веома ниска са r = –0.14 (иако значајно при p < 0.01, што је јасно у тако великом узорку). Укратко, услови за укључивање узраста у модел посредовања нису испуњени (Барон и Кени, 1986) и одлучили смо да не укључимо старост у додатни модел. С обзиром на пол, упоредили смо просечне резултате група на свим коришћеним скалама и пронашли само једну значајну разлику у групи (БСИ социјална анксиозност, жене су имале више резултате са ниским ефектом d = 0.28, сви остали ефекти су били мањи од 0.28, ефекат за с-ИАТ скор је био d = 0.19). Ипак смо тестирали да ли је структура модела различита за жене и мушкарце користећи анализу средње структуре у СЕМ анализи. То значи да смо тестирали да ли је СЕМ (погледајте слику 2) једнака је за мушке и женске учеснике. Х0 овог теста је: теоријски модел = модел за групу „мушкарци“ = модел за групу „жене“. Сви индекси уклапања су били прихватљиви што указује да се структура односа није значајно разликовала за мушкарце и жене. РМСЕА је био 0.074 са p < 0.001, ЦФИ је био 0.93, ТЛИ је био 0.91, а СРМР је био 0.054. Тхе χ² тест је био значајан, χ² = КСНУМКС, p < 0.001, што је нормално с обзиром на велику величину узорка. Међутим, χ² тест за основни модел је такође био значајан са знатно вишим χ² вредност, χ² = КСНУМКС, p < 0.001. Допринос χ² тестираног модела мушкараца и жена били су упоредиви (χ² доприноси жена = 279.88, χ² доприноси мушкараца = 254.55). Иако се укупна структура модела не разликује значајно за мушкарце и жене, прегледали смо једноставну путању и пронашли три разлике. Пут од аспеката личности до суочавања био је значајан код мушкараца (β = –0.437, p = 0.002), али не и код жена (β = –0.254, p = 0.161) и ефекат аспеката личности на очекивања био је значајан код мушкараца (β = -0.401, p = 0.001), али не и код жена (β = –0.185, p = 0.181). Поред тога, ефекат психопатолошких аспеката на очекивања био је значајан код жена (β = 0.281, p = 0.05), али не и код мушкараца (β = 0.082, p = 0.599). Сви остали ефекти и репрезентација латентних димензија нису се разликовали између мушкараца и жена, а такође се нису разликовали од укупног модела илустрованог на слици 2. Укратко, цео тестирани модел важи за мушкарце и жене, иако је негативан ефекат аспеката личности на сналажење и очекивања присутнији код мушкараца у поређењу са женама и ефекат психопатолошких аспеката на очекивања је присутан код жена, али не и код мушкараца. .

Дискусија

Увели смо нови теоријски модел о развоју и одржавању зависничке употребе интернета (Бранд ет ал., КСНУМКС), који се заснива на главним аргументима од Давис (КСНУМКС) који је први предложио разлику између генерализоване прекомерне употребе Интернета (ГИА) и специфичне зависности од одређених Интернет апликација (СИА). У овој студији, превели смо теоријски модел о ГИА у операционализовани модел на латентном нивоу и статистички тестирали СЕМ користећи онлајн анкету на Интернет популацији од 1019 испитаника. Пронашли смо свеукупно добар модел који се уклапа са подацима и претпостављеним СЕМ-ом, који представља главне аспекте теоријског модела и објашњава 63.5% варијансе симптома ГИА мерених с-ИАТ (Павликовски ет ал., КСНУМКС).

Модел је први који повезује елементе повезане са ИА као што су депресија, социјална анксиозност, ниско самопоштовање, ниска самоефикасност и већа рањивост на стрес. На основу нагласка на спознајама које се односе на развој ИА и зависничко понашање уопште (Луис и О'Нил, 2000; Дунне ет ал., 2013; Невтон ет ал., КСНУМКС), модел истражује да ли две варијабле медијатора (стилови суочавања и очекивања коришћења интернета) утичу на директне ефекте предикторских варијабли (психопатологија, личност и друштвене спознаје) на развој ГИА. Резултати показују да и стилови суочавања и очекивања коришћења интернета играју значајну улогу.

Све варијабле (предиктори и медијатори) укључене у модел су биле значајно повезане са с-ИАТ скором на биваријатном нивоу. Ово је у основи у складу са претходним истраживањима о биваријатним односима између симптома ИА и аспеката личности, психопатолошких симптома и других варијабли личности, као што је поменуто у Уводу. Међутим, у СЕМ анализи, сви директни ефекти три главна предиктора (на латентну димензију) више нису били значајни када су у модел укључени хипотетски медијатори. То значи да психопатолошки аспекти (депресија, социјална анксиозност), аспекти личности (самопоштовање, самоефикасност и рањивост на стрес) као и социјалне спознаје (емоционална усамљеност, перципирана друштвена подршка) не утичу директно на симптоме ГИА, али њихов утицај је посредован или нефункционалним стилом суочавања, или очекивањима коришћења интернета, или обоје. Међутим, психопатолошки аспекти и аспекти личности значајно предвиђају и дисфункционални стил суочавања и очекивања употребе интернета. Друштвене когниције, међутим, нису значајно повезане са суочавањем и очекивањима, када се њихов релативни утицај контролише за ефекте психопатолошких аспеката и аспеката личности (али имајте на уму да су три латентне димензије предиктора биле у значајној корелацији и да је ефекат друштвених сазнања на употребу интернета очекивања мало нису успела да достигну значај). Директни ефекти и стила суочавања и очекивања на симптоме ГИА били су значајни. Укратко, садашња студија, иако са неклиничком популацијом, не само да потврђује претходне налазе о релевантности стила суочавања и суочавања са стресним животним догађајима (Кардефелт-Винтер, 2014; Танг ет ал., КСНУМКС; Тониони и др., 2014) као и очекивања коришћења интернета (Турел и Серенко, 2012; Ксу ет ал., КСНУМКС; Лее и сарадници, КСНУМКС) за развој или одржавање симптома ГИА, али експлицитно истиче улогу суочавања и очекивања као посредника у процесу који лежи у основи ГИА.

Модел је тестиран са великом онлајн популацијом. Модел се мора тестирати са јасно дефинисаним клиничким узорцима, као што су појединци који траже лечење. Значење модела би било робусније са клиничком популацијом да би се извукле тачније клиничке импликације. Иако је 11.3% узорка пријавило проблематичну употребу Интернета, а 3.7% себе је описало да користи Интернет који изазива зависност, ова студија се сматра само почетним прегледом да би се видело да ли модел функционише и извлачи статистичке закључке који би потенцијално могли имати клинички значај. Међутим, као нови модел са статистичким значајем који користи разне психолошке тестове и тестове личности на онлајн корисницима, неколико клиничких импликација, које могу да инспиришу будућа истраживања, могу се направити са опрезом.

Прво, појединци са дисфункционалним суочавањем са проблемима у свом животу и који имају очекивања да се интернет може користити за повећање позитивног или смањење негативног расположења могу имати већу вјероватноћу да развију ГИА. Штавише, ефекти психопатолошких аспеката на дисфункционално суочавање и очекивања употребе интернета били су позитивни, што указује да виши симптоми депресије и социјалне анксиозности могу повећати ризик за дисфункционалне стратегије суочавања, као и на очекивања да интернет пружа помоћ у суочавању са стресом или негативним расположење. Тек када ови процеси делују заједно, што значи комбинацију психопатолошких симптома и суочавања/очекивања, изгледа да се повећава вероватноћа коришћења Интернета у зависности од зависности.

Друго, иако је број студија које се баве лечењем ГИА ограничен, мета-анализа коју је објавио Винклер ет ал. (КСНУМКС) тврди да је когнитивно-бихејвиорална терапија метод избора. Ово се посебно заснива на анализи ефеката лечења на време проведено на мрежи, симптоме депресије и анксиозности. У ствари, когнитивно-бихејвиорална терапија за ИА (ЦБТ-ИА; Иоунг, КСНУМКСа) је идентификован као најчешћи облик лечења ИА (Цасх ет ал., 2012). У оквиру когнитивно-бихејвиоралног третмана ГИА предложен од млади (2011а), индивидуалне карактеристике, као и очекивања суочавања и коришћења интернета су већ претпостављени као релевантни за лечење ГИА, али емпиријски докази су били веома оскудни (нпр. Иоунг, КСНУМКС).

Налази представљени у овој студији пружају још један извор доказа који показују да когнитивно-бихејвиорална терапија и ЦБТ-ИА могу да делују у лечењу ИА. Специфичне когниције особе (стил суочавања и очекивања употребе интернета) посредују у утицају психопатолошких симптома (депресија, социјална анксиозност), особина личности и друштвене спознаје (усамљеност, друштвена подршка) на симптоме ГИА. Користећи когнитивну терапију, нагласак у процени треба да укључи идентификацију дисфункционалних спознаја којима се треба бавити. То јест, након прегледа, клиничари треба да испитају очекивања коришћења интернета да би разумели потребе клијента и на које начине клијент верује да Интернет може помоћи да се задовољи.

Алтернативно, налази такође сугеришу да би терапија требало да се бави неприлагођеним спознајама повезаним са нефункционалном употребом интернета. Ови налази потврђују раније студије које су показале да су неприлагођене спознаје као што су прекомерна генерализација, избегавање, потискивање, увећање, неприлагођено решавање проблема или негативни самопоуздање повезани са употребом интернета који изазива зависност (Иоунг, КСНУМКС). Клиничка импликација ових налаза је да терапија треба да примени когнитивно реструктурирање и преобликовање како би се борила против мисли које доводе до зависности од употребе интернета. На пример, пацијент који пати од ГИА може имати знаке социјалне анксиозности и стидљивости, а самим тим и неколико пријатеља, а такође и проблеме са другима у школи. Она тада може помислити да комуникација са другим људима преко сајтова друштвених мрежа задовољава њене друштвене потребе без застрашујућих ситуационих аспеката „праве“ друштвене интеракције. Поред тога, она може очекивати да ће је и играње онлајн игрице одвратити од школских проблема и да куповина на мрежи или претраживање информација на Интернету може смањити осећај усамљености. Терапија би је фокусирала на то да види алтернативна места у школи или у приватном животу где може да изгради поштовање и задовољи друштвене потребе. Ако престане да се правда да су сајтови за друштвене мреже, игрице и сајтови за куповину једина места где се осећа добро у свом животу и нађе друге здравије излазе, мање ће се ослањати на различите интернет апликације. Знајући улогу коју когниције играју у развоју ГИА, когнитивна терапија може помоћи клијентима да реструктурирају претпоставке и тумачења која их држе на мрежи. Опет, ове потенцијалне клиничке импликације резултата студије морају се третирати са опрезом, пошто се морају реплицирати у клиничком узорку који тражи лечење.

Из шире перспективе, међутим, ови налази стичу увид у то како терапеути могу посебно применити ЦБТ-ИА на пацијенте зависне од интернета. Модификација понашања може помоћи клијентима да развију и прилагоде нове и функционалније стратегије суочавања како би се изборили са свакодневним проблемима. Терапија треба да се фокусира на помагање клијентима да пронађу здравије начине суочавања од окретања Интернету. Главна компонента ЦБТ-ИА је терапија понашања која помаже клијентима да се изборе са основним проблемима који доприносе ИА, специфичним или генерализованим (Иоунг, КСНУМКСа, 2013). Налази сугеришу да би побољшање вештина суочавања смањило потребу за интернетом за клијенте. Иако су проучавани на узорку опште популације, верујемо да налаз да су суочавање и очекивања посредници у развоју и одржавању ГИА доприносе бољем разумевању механизама ГИА и да вероватно имају неке импликације на лечење, као што је горе поменуто. . Други аспект који није био фокусиран у тренутној студији је улога интегритета префронталног кортекса. Ефикасност ЦБТ-ИА такође може зависити од префронталног функционисања пацијента, јер је јачање когнитивне контроле коришћења интернета у току терапије највероватније повезано са извршним функцијама и другим когнитивним процесима вишег реда. Ово је важно размотрити у будућим студијама, јер је недавно објављено неколико чланака који показују да су функције префронталног кортекса вероватно смањене код пацијената са ИА (погледајте преглед у Бранд ет ал., КСНУМКС).

У нашем узорку, старост је била у обрнутој корелацији са симптомима ГИА, али са веома малом величином ефекта (објашњавајући само 1.96% варијансе). Узимајући у обзир недавне чланке о употреби Интернета код старијих особа (нпр. Еастман и Ииер, 2004; Вуори и Холмлунд-Ритконен, 2005; Цампбелл, КСНУМКС; Нимрод, 2011), свакако може да се изузме утицај старости на неколико аспеката коришћења интернета, као што су коришћење мотива и начин на који старији доживљавају забаву и задовољство на интернету. С обзиром на то да старији људи такође имају веће шансе да развију извршне дисфункције услед промена префронталног кортекса са старењем (Алварез и Емори, 2006), који су такође повезани са смањењем доношења одлука (Бранд и Маркович, 2010), може се спекулисати да они старији појединци са смањењем извршне власти, који доживљавају велику количину задовољства на Интернету, могу развити ГИА. Међутим, то не представљају наши подаци, јер наш узорак није укључивао старије испитанике. Будуће студије могу истражити специфичне факторе рањивости повезане са ризиком од ГИА код старијих одраслих особа.

Пол није утицао на укупну структуру модела. У претходним чланцима, родни ефекти су пронађени за специфичне типове ИА, као што су онлајн игре (нпр. Ко ет ал., КСНУМКС) а посебно сајбер секс (Мееркерк ет ал., КСНУМКС; Гриффитхс, КСНУМКС; Лаиер ет ал., КСНУМКС, 2014), али се такође тврди да су оба пола генерално изложена ризику од развоја зависности од употребе интернета (Иоунг и сарадници, КСНУМКС, 2011). У нашој студији, ефекти пола на ГИА, мерено с-ИАТ, били су веома мали (d = 0.19, види резултате), што указује да су барем у општој популацији оба пола подједнако изложена ризику од развоја ГИА. Иако пол није утицао на општу структуру података у СЕМ, постојале су неке разлике између мушкараца и жена у погледу три директна ефекта од предикторских варијабли до медијатора. Као што је сажето у делу са резултатима, психопатолошки аспекти су утицали на очекивања код жена, а не код мушкараца, у негативном утицају аспеката личности на суочавање и очекивања су присутнија код мушкараца него код жена. Ови ефекти се уклапају са литературом о родним разликама у односу на депресију и социјалну анксиозност (Шпрок и Јодер, 1997; Мосцовитцх ет ал., 2005), као и самопоштовање и самоефикасност (Хуанг, 2012). Међутим, пол није утицао на аспекте који су у фокусу студије, односно на ефекте медијације суочавања и очекивања и њихов значај за ГИА (види резултате анализе средње структуре). Дакле, независно од тога како пол може утицати на друштвену анксиозност, депресију или неке аспекте личности, суочавање и очекивања треба узети у обзир у ЦБТ-ИА за оба пола.

Коначно, постоји неколико ограничења ове студије. То је новоразвијени модел који треба даље тестирање на клиничкој популацији да би се у потпуности видела његова клиничка ефикасност у лечењу. Такође би требало да се тестира користећи дужу верзију ИАТ-а (Иоунг, КСНУМКС; Видианто и МцМурран, 2004) као провереније мере у литератури. Користили смо краћу верзију с обзиром на дужину алата за процену који смо користили за цео модел, али ако би се овај рад поновио са клиничким узорком, било би предложено да се користи ИАТ заједно са додатним мерама ИА, као што су процена интернета и (Волфлинг ет ал., 2010, 2012). Штавише, за потребе ове студије развили смо и тестирали упитник о очекивањима коришћења интернета. Иако смо били методолошки конзервативни и пажљиви у развоју скале, ову меру треба проценити на додатним популацијама за валидност и упитник треба даље емпиријско тестирање у будућим студијама. Додатне и детаљније скале и интервјуе такође треба применити на клиничке узорке, јер је већина аспеката процењених у нашој студији мерена кратким упитницима са рестриктивним бројем ставки, из практичних разлога (временско ограничење у контексту онлајн анкета) . Даљи потенцијални проблем је варијанса уобичајене методе (Подсакофф ет ал., 2003). Нажалост, ниједна јасна варијабла маркера, која би теоретски требала бити неповезана са свим другим варијаблама, није укључена у студију из практичних разлога (анкета је трајала скоро 25 минута, што је критични праг за онлајн анкете). Иако не можемо искључити ефекат варијансе уобичајене методе на резултате, тврдимо да је мало вероватно да овај ефекат објашњава целу структуру података која је пријављена. Када се прегледају биваријантне корелације (табела 3) може се видети да су неке од њих веома ниске (нпр. r = –КСНУМКС, r = –КСНУМКС, r = 0.12 итд.). Мислимо да ове ниске корелације дају неке нежне наговештаје за претпоставку да уобичајена варијанта метода не утиче драматично на главне анализе. Без обзира на то, модел би требало тестирати систематским приступом са више особина и више метода (Кембел и Фиске, 1959) у будућим студијама.

Тренутна студија се фокусира на ГИА, што значи да је модел на СИА, како га описује Бранд ет ал. (КСНУМКС), још увек треба емпиријски тестирати. Различите форме СИА (нпр. играње игара, онлајн порнографија или интернет коцкање) треба тестирати да би се видело да ли вештине суочавања и очекивања коришћења интернета играју сличну улогу у развоју проблема. Такође је још увек дебата да ли је концепт ГИА принципијелно адекватан за покривање проблематичног понашања пацијената. Пронашли смо доказе за везу између проблема који су сами пријавили у вези са неспецифичном употребом неколико различитих интернет апликација и варијабли предложених у моделу. Концепт ГИА је операционализован с-ИАТ упутством и формулацијама ставки, али и чињеницом да је више од 97% учесника пријавило да редовно користи три или више различитих интернет апликација, као што су комуникација, играње, коцкање, сајберсекс, итд. куповину или тражење информација. Из клиничке перспективе, ипак је тема дебате да ли ГИА може бити разлог за тражење лечења или ако пацијенти који траже лечење у основи пате од губитка контроле над употребом само једне одређене апликације. Предлажемо да се ова тачка размотри у клиничким истраживањима тако што ћемо систематски истражити критичко понашање у контексту коришћења интернета и анализирати колико је честа неконтролисана употреба више од једне интернет апликације која изазива зависност у клиничким узорцима. Поред тога, нису све компоненте предложене у теоријском моделу ГИА могле бити укључене у ову студију. На пример, додатне особине личности или други психопатолошки поремећаји могу бити укључени у будуће студије.

Закључак

Главне хипотезе модела о ГИА подржане су емпиријским подацима. Основне карактеристике особе су повезане са симптомима ГИА, али ови ефекти су посредовани специфичним спознајама особе, посебно стилом суочавања и очекивањима коришћења интернета. Ове спознаје треба да се позабаве третманом употребе Интернета који изазива зависност.

Аутор прилога

Матијас Бранд је написао први нацрт рада, надгледао прикупљање података и анализирао и интерпретирао податке. Кристијан Лајер је посебно допринео концептуализацији емпиријске студије и прикупљања података, и ревидирао је рукопис. Кимберли С. Јанг је уредила нацрт, критички га ревидирала и интелектуално и практично допринела рукопису. Сви аутори су коначно одобрили рукопис. Сви аутори су одговорни за све аспекте рада.

Изјава о сукобу интереса

Аутори изјављују да је истраживање проведено у одсуству било каквих комерцијалних или финансијских односа који би се могли тумачити као потенцијални сукоб интереса.

priznanja

Захваљујемо Елиси Вегманн и Јану Снаговском на њиховом вредном доприносу студији и рукопису. Они су нам значајно помогли у програмирању онлајн анкете и провери података.

Референце

Едитед би:

Офир Турел, Цалифорниа Стате Университи, Фуллертон и Университи оф Соутхерн Цалифорниа, УСА

Рецензија:

Авив М. Веинстеин, Хадассах Медицал Организатион, Израел
Дарија Џоана Кус, Универзитет Нотингем Трент, Велика Британија