Internetkommunikationsstörning: det är en fråga om sociala aspekter, förväntningar och förväntningar på internetanvändningen (2016)

. 2016; 7: 1747.

Publicerad online 2016 Nov 10. doi:  10.3389 / fpsyg.2016.01747

PMCID: PMC5102883

Abstrakt

Onlinekommunikationsapplikationer som Facebook, WhatsApp och Twitter är några av de mest använda internetapplikationerna. Det finns en växande mängd individer som lider av minskad kontroll över sin användning av onlinekommunikationsapplikationer, vilket leder till olika negativa konsekvenser i offline-livet. Detta kan kallas Internet-kommunikationsstörning (ICD). Den aktuella studien undersöker rollen av individuella egenskaper (t.ex. psykopatologiska symtom, känslor av ensamhet) och specifika kognitioner. I ett urval av 485 deltagare testades en strukturell ekvationsmodell för att undersöka prediktorer och mediatorer som kan förutsäga en överdriven användning. Resultaten understryker att en högre grad av social ensamhet och mindre upplevt socialt stöd ökar risken för ett patologiskt bruk. Effekterna av psykopatologiska symtom (depression och social ångest) såväl som individuella egenskaper (självkänsla, self-efficacy och stresssårbarhet) på ICD-symtom medieras av förväntade internetanvändning och dysfunktionella hanteringsmekanismer. Resultaten illustrerar medlingseffekter som är i linje med den teoretiska modellen av Brand et al. (). Som föreslagits i modellen verkar sociala aspekter vara nyckelprediktorer för ICD-symtom. Ytterligare forskning bör undersöka konvergenta och divergerande faktorer för andra typer av specifika störningar i Internetanvändning.

Nyckelord: Internetberoende, sociala nätverkssajter, förväntningar på internetanvändning, psykopatologi, personlighet, coping, onlinekommunikation

Beskrivning

I vardagen är Internet ett ändamålsenligt verktyg för att söka information, handla online och dessutom tjänar det till att kommunicera med individer över hela världen. Den enkla åtkomsten och den ökande användningen av smartphones ökar populariteten för sociala nätverkssajter (SNS), såsom Facebook, och ytterligare kommunikationsapplikationer, såsom Instagram, Twitter och WhatsApp (Wu et al., ). Alla dessa applikationer möjliggör interaktion med andra människor, i själva verket är interaktion en huvudkaraktär för dessa verktyg som en del av sociala medier. Definitionen av sociala medier är dock mer omfattande: "Internetbaserade kanaler som tillåter användare att opportunistiskt interagera och selektivt presentera sig själv, antingen i realtid eller asynkront, med både breda och snäva publik som hämtar värde från användargenererat innehåll och uppfattningen om interaktion med andra” (Carr och Hayes, , sid. 50). Denna definition innehåller nyckelelement som användargenererat värde eller masspersonlig kommunikation, som också är delar av professionella nätverkssajter, chatboards eller diskussionsforum (Carr och Hayes, ). För den här studien definierade vi internetkommunikation som användningen av sociala nätverkssajter (t.ex. Facebook, Twitter, Instagram), mikrobloggar och bloggar, såväl som onlinemeddelanden (t.ex. WhatsApp). Användning av dessa webbplatser involverar aktiviteter som tillåter utbyte med andra användare, såsom att lägga upp innehåll eller läsa inlägg. Definitionen inkluderar inte ytterligare funktioner för sociala nätverkssajter som spel eller sökning efter information.

Några av de främsta anledningarna till att dessa verktyg har nått sådan popularitet förutom möjligheten att hålla kontakt med vänner är intryckshantering och att underhålla sig själv (Krämer och Winter, ; Neubaum och Krämer, ). Kuss och Griffiths () upptäckt sociala faktorer som gruppidentifikation och kollektivets självkänsla som en huvudprediktor för deltagande i SNS. SNS är webbaserade gemenskaper där individualiserade profiler kan skapas för att dela personlig information och för att få kontakt med andra användare. Onlinekommunikationsapplikationer fokuserar främst på kommunikation mellan olika personer. Till skillnad från SNS är sociala spel och informationssökning inte huvuddragen i kommunikationsapplikationer. (Amichai-Hamburger och Vinitzky, ; Kuss och Griffiths, ; Floros och Siomos, ; Guedes et al., ). Det finns dock en växande mängd individer som upplever negativa konsekvenser på grund av överdriven användning av Internet eller olika onlineapplikationer, såsom onlinekommunikation. Denna överdrivna användning kallas för Internetberoende eller specifik störning av Internetanvändning. Möjliga negativa konsekvenser kan vara försämrad prestation på jobb, skola eller högskola, konflikter med familj och vänner eller negativa känslor (Brand et al., ). Prevalensen av internetberoende rapporteras vara 1 % i Tyskland (Rumpf et al., ).

Specifik Internetanvändningsstörning beskriver beroendeframkallande användning av en viss applikation, t.ex. internetpornografi, internetspel eller internetkommunikation (för en översikt se Young, ; Young et al., ; Griffiths, ; Davis, ; Kuss och Griffiths, ; Brand et al., ). Den beroendeframkallande användningen av internetkommunikation kallas ofta för SNS-beroende, patologisk SNS-användning, såväl som Facebook-beroende eller smartphoneberoende (Griffiths et al., ; Ryan et al., ; Choi et al., ; Wegmann et al., ). Alla dessa villkor gäller för överanvändning av onlinekommunikation, sociala nätverk eller andra internetkommunikationstjänster, inte för ytterligare specifika funktioner som spel på sociala nätverkssajter (Kuss och Griffiths, ; Casale et al., ). Sammantaget är de viktigaste aspekterna av dessa teknologier kommunikationen och interaktionen med andra, oberoende av specifika egenskaper. Vissa individer lider av negativa konsekvenser, såsom känslor av ensamhet, försämrade sociala aktiviteter, psykisk hälsa, välbefinnande eller mellanmänskliga relationer, problem med känsloreglering och begränsad tillgång till copingstrategier, på grund av användningen av dessa typer av onlineapplikationer (Andreassen och Pallesen, ; Hormes et al., ). I det följande kommer termen Internet-kommunikationsstörning (ICD) att användas, vilket överensstämmer med DSM-5-terminologin för Internet-spelstörning (American Psychiatric Association, ) och dessutom rekommenderas av Brand et al. (). Baserat på symtomen på beteendeberoende i allmänhet och på klassificeringen av internetspelstörningar i avsnitt III i DSM-5 i synnerhet, är symtom på ICD framträdande, humörförändringar, tolerans, abstinenssymtom, förlust av kontroll, upptagenhet och negativa konsekvenser i jobb, skola, akademiska prestationer eller i sociala relationer (Griffiths et al., ).

Brand et al. () föreslår en teoretisk processmodell som heter I-PACE-modellen (I-PACE står för Interaction of Person-Affect-Cognition-Execution) som tar upp potentiella processer och mekanismer som ligger till grund för utvecklingen och underhållet av en specifik Internetanvändningsstörning såsom ICD. Denna modell fokuserar på interaktionen mellan personens kärnegenskaper, affektiva och kognitiva svar och beslutet att använda en viss applikation. Dessa mekanismer kan leda till en tillfredsställelse- och kompensationseffekt som eventuellt kan resultera i en specifik störning av Internetanvändning. Det teoretiska ramverket skiljer mellan predisponerande faktorer och modererande såväl som medierande variabler. Författarna hävdar att individer har vissa egenskaper, såsom personlighet, sociala kognitioner, specifika motiv för att använda en applikation, psykopatologi och biopsykologisk konstitution. Dessa egenskaper påverkar affektiva och kognitiva reaktioner såsom coping-stil och internetrelaterade kognitiva fördomar, till exempel förväntningar på internetanvändning. Dessa variabler definieras som modererande/förmedlande variabler i I-PACE-modellen. Förväntningar på Internetanvändning definieras som de förväntningar användaren har på användningen av Internet eller specifika applikationer. Användare kan till exempel förvänta sig att användning av internet hjälper till att lindra problem i verkligheten, undvika ensamhet eller uppleva njutning och få positiva känslor när de är online (Brand et al., ). Dessa förväntningar kan påverka ens beteende och beslutet att använda eller inte använda en viss applikation. I I-PACE-modellen, Brand et al. () antar att särskilt effekten av personens egenskaper på utvecklingen och upprätthållandet av en störning av Internetanvändning medieras av copingstil och internetrelaterade kognitiva fördomar. De specifika motiven och predisponerande faktorerna förstärks av den upplevda tillfredsställelsen och flykten från negativa känslor. Som ett resultat kan den överdrivna användningen av den föredragna applikationen ökas, vilket resulterar i en minskad kontroll och en minskad stabilisering av personens kärnegenskaper (Brand et al., ). Vissa delar av den teoretiska processmodellen och dess tidigare version (Brand et al., ) har redan testats empiriskt med avseende på cybersexberoende av Laier och Brand (), beroendeframkallande användning av SNS av Wegmann et al. (), och generaliserat internetberoende av Brand et al. () med hjälp av en strukturell ekvationsmodelleringsmetod. Resultaten för generaliserat internetberoende visade att coping-stil och förväntningar på internetanvändning helt förmedlar effekterna av personlighet och psykopatologiska aspekter på ett generaliserat internetberoende (Brand et al., ).

Ytterligare medieringseffekter mellan en persons kärnegenskaper och copingstilar samt internetrelaterade kognitiva fördomar, som antas i I-PACE-modellen, behöver undersökas för de olika störningarna av Internetanvändning. Den aktuella studien testade potentiella prediktorer och mediatorer för störningar i Internetkommunikation. Med tanke på identifieringen av konvergenta och divergerande mekanismer för olika typer av specifika störningar av Internetanvändning, inkluderar den empiriska modellen samma operationalisering som Brand et al. () användes för att jämföra direkta och indirekta medlingseffekter på en teoretisk nivå.

I det följande kommer rollen av vissa potentiella prediktorer och mediatorer för underhåll och utveckling av en ICD att diskuteras. Alla prediktorer vi tar upp har undersökts i en tidigare studie om generaliserat internetberoende (Brand et al., ). Vi nämner också ytterligare studier, som avslöjar bivariata eller direkta effekter mellan de antagna prediktorerna och ICD-symtom.

Tidigare studier har till exempel visat sambandet mellan ICD-symtom och depression samt social ångest (De Cock et al., ; Panek et al., ; Hong et al., ; Bodroza och Jovanovic, ; Laconi et al., ; Moreau et al., ; Guedes et al., ). Blyghet och låg självkänsla har också kopplats till ICD-symtom i allmänhet eller Facebook-beroende i synnerhet (Chak och Leung, ; Steinfield et al., ; Omar och Subramanian, ; Panek et al., ; Bhagat, ; Laconi et al., ; Guedes et al., ). Å andra sidan, Jelenchick et al. () fann ingen direkt effekt mellan användning av SNS och symtom på depression.

Ytterligare studier har undersökt den centrala rollen av ensamhet i Internetberoende och ICD. Hardie och Tee () visade att problematisk internetanvändning är förknippad med hög ensamhet, social ångest och mindre upplevt socialt stöd (Hardie och Tee, ). Kim et al. () hävdade att ensamma människor kompenserar underskott i verkliga livet när de är online. Detta är i linje med studier där ett samband mellan ensamhet och ICD hittades (Baker och Oswald, ; De Cock et al., ; Omar och Subramanian, ; Song et al., ). Baker och Oswald () förklarade att miljön för onlinekommunikationsapplikationer verkar vara en säker omgivning för blyga människor som sedan får möjlighet att interagera med andra individer. Detta kan vara särskilt relevant om mindre socialt stöd och hög ensamhet upplevs. Det verkar som att användningen av SNS skulle kunna minska ensamheten, vilket leder till en ökad internetanvändning för att tillgodose behovet av sociala interaktioner (Song et al., ). Resultaten betonar att snarare social ensamhet än känslomässig ensamhet ökar användningen av onlinekommunikation (Ryan och Xenos, ; Jin, ). Sammantaget undersöker alla dessa studier den direkta effekten mellan personens egenskaper och den patologiska användningen av olika kommunikationstillämpningar. Emellertid, potentiella medieringseffekter genom coping-stil eller internetrelaterad kognitiv fördom, som postuleras i det teoretiska tillvägagångssättet av Brand et al. (), har inte undersökts hittills. Endast Wegmann et al. () visade att effekten av psykopatologiska symtom, såsom depression och social ångest, på beroendeframkallande användning av SNS förmedlades av förväntningar på internetanvändning. Detta är i linje med Hormes et al. () som teoretiskt hävdar att maladaptiv SNS-användning påverkas av olika förstärkningsmekanismer (se även Kuss och Griffiths, ).

Så vitt vi kan säga finns det bara ett fåtal studier som undersökte rollen av self-efficacy och användningen av SNS. I sin studie har Wang J.-L. et al. () visade att Internet self-efficacy var en signifikant prediktor för SNS-användning när det gäller motivationen för SNS-användning som sociala och rekreationsfunktioner. Detta överensstämmer med Gangadharbatla () som indikerar att Internet self-efficacy har en positiv effekt på attityder till SNS. Sambandet mellan generell själveffektivitet och ICD har ännu inte undersökts.

Sammanfattningsvis finns det många studier om sambandet mellan psykopatologiska symtom, självkänsla eller ensamhet och en patologisk användning av internetkommunikation. Tidigare forskning om stresssårbarhet eller self-efficacy som prediktorer för en ICD, till exempel, har inte hittats. I den aktuella studien användes dock samma prediktorer som också innehåller stresssårbarhet och själveffektivitet i den strukturella ekvationsmodellen för att vara så nära den ursprungliga modellen som möjligt av Brand et al. (). Denna procedur gör det möjligt att jämföra direkta och indirekta effekter av en ICD med effekterna som redan finns i ett generaliserat internetberoende.

På ett teoretiskt plan kan man anta att individer som lider av depression och interpersonell känslighet har förväntningar på internet att må bättre eller fly från verkliga problem. Dessa individer kan också hantera problem genom förnekelse eller droganvändning. Det är en del av en dysfunktionell copingstrategi. Vi antar liknande effekter för individer med låg självkänsla, låg self-efficacy och hög stress-sårbarhet samt individer som känner sig ensamma och upplever mindre socialt stöd. Dessa sociala aspekter och personlighetsaspekter kan leda till höga förväntningar på att Internet är ett användbart verktyg för att fly från negativa känslor eller för att uppleva nöje och nöje när du är online. Det kan också antas att dessa egenskaper också leder till dysfunktionella copingstrategier. Individer kan förneka sin låga självkänsla eller ignorera känslor av mindre upplevt stöd istället för att ta itu med det. Alla dessa strategier för att hantera problematiska anlag kan resultera i specifika kognitioner som försummar konflikter eller negativa känslor. Sedan antog vi att individer med förväntningar och idén att lösa problem online kunde leda till en okontrollerad användning av onlinekommunikationsapplikationer.

Dessa överväganden är baserade på den teoretiska modellen av Brand et al. () som nämner dessa prediktorer (psykopatologiska symtom, personlighetsaspekter) förmedlas av dysfunktionell coping-stil och internetrelaterade kognitioner såsom internetanvändningsförväntningar. Med tanke på litteraturen om betydelsen av sociala kognitioner för SNS-användning som postulerats av Brand et al. (), hävdar vi att effekten av sociala kognitioner på ICD-symtom endast delvis medieras av copingstil och förväntan. Den operationaliserade modellen visas i figur Figure11.

Figur 1  

Den operationaliserade modellen för att analysera de viktigaste antagandena inklusive de latenta variablerna för ICD.

Metod

Deltagare

Fyrahundraåttiofem deltagare i åldern mellan 14 och 55 år (M = 23.95, SD = 4.96 år) deltog i studien. Trehundrafemtioåtta var kvinnor, 125 var män och två gav ingen information om kön. När det gäller annan relevant sociodemografisk information rapporterade 252 deltagare att de var i ett förhållande eller var gifta, 366 var studenter, 115 hade ett vanligt jobb. Alla deltagare har deltagit tidigare i studien av Brand et al. (), där ett urval av 1019 deltagare användes för att testa den strukturella ekvationsmodellen på generaliserat internetberoende. Det aktuella urvalet valdes på basis av deltagarnas förstahandsanvändning av Internet. Vi bad deltagarna att välja den specifika onlineapplikation de personligen använder och som de tycker är mest attraktiv. Efter att beslutet fattats administrerade deltagarna den enda versionen av det korta Internetberoendetestet som var specifikt för deras förstahandsapplikation. Vi inkluderade endast deltagare som använde Internet främst för onlinekommunikation. Analyserna med Internetkommunikationsstörning som beroende variabel var inte en del av den tidigare studien av Brand et al. (). Deltagarna spenderar i genomsnitt 562.10 min (SD = 709.03) per vecka med användning av onlinekommunikationsapplikationer. Provet rekryterades vid universitetet i Duisburg-Essen via e-postlistor, flygblad och mun-till-mun-rekommendationer. Bedömningen gjordes genom en online-enkät och deltagarna kunde delta i utlottningen där de har chansen att vinna en iPad, iPad mini, iPod nano, iPod shuffle eller Amazon presentkort. Den lokala etiska kommittén godkände studien.

Instrument

Modifierad version av det korta internetberoendetestet (s-IAT-com)

Symtom på patologisk användning av onlinekommunikationsapplikationer som SNS eller bloggar utvärderades med en modifierad version av det korta Internetberoendetestet, specificerat för onlinekommunikation (s-IAT-com; Wegmann et al., ). För att bedöma subjektiva klagomål i vardagen på grund av onlinekommunikationsapplikationer ersattes termen "Internet" i originalversionen av "onlinekommunikationssajter" i alla artiklar. Instruktionen inkluderade en definition av onlinekommunikation, som förklarade att termen onlinekommunikationssajter inkluderar SNS, bloggar och mikrobloggar, e-post och meddelanden. I s-IAT-com måste deltagarna svara på 12 frågor (till exempel: "Hur ofta upptäcker du att du vistas på Internetkommunikationssajter längre än du tänkt dig?”) på en femgradig Likert-skala som sträcker sig från 1 (=aldrig) till 5 (=mycket ofta). Baserat på forskning av Pawlikowski et al. () summapoängen sträcker sig från 12 till 60. Inom detta intervall indikerar en poäng >30 problematisk användning och en poäng >37 indikerar patologisk användning av onlinekommunikationsapplikationer. s-IAT-com består av två faktorer: förlust av kontroll (sex artiklar) och begär/sociala problem (sex artiklar). Vågen har en hög inre konsistens (Cronbachs α). För hela skalan var α 0.861 (förlust av kontroll/tidshantering α = 0.842, begär/sociala problem α = 0.774). Skalan användes för att representera den latenta dimensionen Internetkommunikationsstörning.

Förväntningsskala för internetanvändning

Förväntningsskalan för internetanvändning (IUES; Brand et al., ) användes för att bedöma deltagarnas kärnmotivation för att använda Internet eller vara online. Enkäten bedömer en allmän förväntan mot internetanvändning som ett användbart verktyg för att uppleva njutning eller för att fly från verkligheten. Wegmann et al. () har redan betonat denna skala som en potentiell faktor för en beroendeframkallande användning av SNS. Frågeformuläret består av två underskalor: positiv förstärkning (fyra poster, till exempel: "Jag använder internet för att det gör det möjligt/underlättar att uppleva njutning”) och undvikandeförväntningar (fyra saker, till exempel: "Jag använder Internet, eftersom det gör det möjligt/underlättar att distrahera från problem”). Svar måste ges på en sexgradig Likert-skala som sträcker sig från 1 (= håller helt med) till 6 (= håller helt med). I det aktuella provet var den inre konsistensen av positiv förstärkning α = 0.775, av undvikandeförväntningar α = 0.745. Båda manifesta variablerna representerade den latenta dimensionen förväntad internetanvändning. För en mer detaljerad beskrivning se Brand et al. ().

Kort COPE

The Brief COPE (Carver, ) användes för att bedöma coping-stil i flera underdomäner. För den aktuella studien använde vi tre underskalor av den tyska versionen (Knoll et al., ): förnekelse (till exempel: "Jag har sagt till mig själv "det här är inte sant".), substansanvändning (till exempel: "Jag har använt alkohol eller andra droger för att få mig att må bättre”), och beteendestörning (till exempel: "Jag har gett upp försöken att hantera det”). Varje delskala består av två punkter, som ska besvaras på en fyragradig Likert-skala från 1 (= jag har inte gjort det här alls) till 4 (= jag har gjort det här mycket). Intern konsistens var för subskalan förnekande α = 0.495, subskalan substansanvändning α = 0.883, och subskalan beteendestörning α = 0.548, vilket mestadels är jämförbart med Carver (). Vi anser att reliabiliteten var acceptabel med tanke på att subskalorna endast består av två poster och att det finns flera valideringsstudier inklusive retest reliability (Brand et al., ). De tre nämnda subskalorna användes för att representera den latenta dimensionens coping.

Kort symptom inventering

The Brief Symptom Inventory användes för att bedöma deltagarnas psykologiska status genom självrapportering (BSI; Derogatis, ). Vi använde de två underskalorna depression (sex poster, till exempel: "Under de senaste 7 dagarna, hur mycket har du lidit av att inte känna något intresse för saker.") och interpersonell känslighet (fyra saker, till exempel: "Under de senaste 7 dagarna, hur mycket har du lidit av att känna dig underlägsen andra.”) av den tyska versionen (Franke, ). Svaren måste ges på en femgradig Likert-skala som sträcker sig från 0 (= inte alls) till 4 (= extremt). Intern konsistens i vårt urval var α = 0.863 (subskala depression) och α = 0.798 (subscale interpersonell känslighet). Den latenta dimensionen av psykopatologiska symtom representerades av båda subskalorna.

Självkänsla skala

För att bedöma självkänsla använde vi den modifierade Self-Esteem Scale av Collani och Herzberg () baserad på den ursprungliga skalan av Rosenberg (). Den består av tio föremål (till exempel: "Jag har en positiv inställning till mig själv.”), som måste besvaras på en fyragradig Likert-skala som sträcker sig från 0 (=håller inte med) till 3 (=håller helt med). Intern konsistens var a = 0.904.

Själveffektivitetsskala

En övergripande self-efficacy bedömdes av Self-Efficacy Scale (Schwarzer och Jerusalem, ) som består av tio artiklar (till exempel: "Jag kan vanligtvis hantera allt som kommer i min väg.”). Deltagarna svarar på en fyragradig Likert-skala från 1 (= inte sant) till 4 (= inte exakt sant). Den inre konsistensen var a = 0.860.

Trier inventering för kronisk stress

Vi mätte stresssårbarhet under de senaste 3 månaderna med Trier Inventory for Chronic Stress (TICS) av Schulz et al. (). Tolv föremål (till exempel: "Rädd för att något obehagligt ska hända.”) måste betygsättas på en femgradig Likert-skala som sträcker sig från 0 (= aldrig) till 4 (= väldigt ofta). Den inre konsistensen var a = 0.910.

De manifesta variablerna på Self-Esteem Scale, Self-Efficacy-Scale och Trier Inventory for Chronic Stress representerade personlighetsaspekterna i latenta dimensioner.

Ensamhet skala

Vi använde den korta versionen av Loneliness Scale (De Jong Gierveld och Van Tilburg, ) för att mäta känslan av ensamhet. Detta frågeformulär innehåller två underskalor: känslomässig ensamhet (tre objekt, till exempel: "Jag upplever en allmän känsla av tomhet.”) Och social ensamhet/upplevt socialt stöd (tre objekt, till exempel: "Jag saknar att ha folk runt omkring."). I den aktuella studien fokuserade vi på social ensamhet/upplevt socialt stöd. I denna delskala ska föremålen betygsättas på en femgradig Likert-skala från 1 (= nej!) till 5 (= ja!). Intern konsekvens för känslomässig ensamhet var a = 0.755 och för social ensamhet/upplevt socialt stöd a = 0.865.

Frågeformulär för socialt stöd

Vi mätte upplevt socialt stöd med Social Support Questionnaire (F-SozU; Fydrich et al., ) bestående av 14 artiklar (till exempel: "Jag har en nära vän som alltid är villig att hjälpa mig.”), som måste betygsättas på en femgradig Likert-skala från 1 (= inte sant) till (5 = absolut sant). Intern konsistens var a = 0.924.

Den manifesta variabeln för social ensamhet på Loneliness Scale och medelpoängen i Social Support Questionnaire representerade den latenta dimensionen sociala aspekter.

Statistiska analyser

De statistiska analyserna utfördes med SPSS 23.0 för Windows (IBM SPSS Statistics, släppt 2014). För att testa bivariata samband mellan två variabler beräknade vi Pearson-korrelationer. Analyserna av bekräftande faktoranalys (CFA) och strukturella ekvationsmodeller (SEM) beräknades med Mplus 6 (Muthén och Muthén, ). Det saknades inga uppgifter. Vi utvärderade modellanpassningen med standardkriterierna: standardiserad rotmedelkvadratresidual (SRMR; värden < 0.08 indikerar en god passform med data), jämförande passformsindex (CFI/TLI; värden >0.90 indikerar en acceptabel och >0.95 en god passform med data), och ungefärligt rotmedelkvadratfel (RMSEA; värden < 0.08 indikerar en bra och 0.08–0.10 en acceptabel modellanpassning) (Hu och Bentler, , ). Χ2 test användes för att kontrollera om data härrör från den definierade modellen. För att kontrastera olika modeller övervägde vi Bayesian Information Criterion (BIC) medan värden lägre tio punkter indikerar en bättre passning med data (Kass och Raftery, ). Alla relevanta variabler för medlingen krävdes för att korrelera med varandra (Baron och Kenny, ).

Resultat

Beskrivning och samband

Urvalets medelpoäng i s-IAT-com och poängen för de använda frågeformulären och de bivariata korrelationerna finns i tabell Table1.1. I jämförelse med de rapporterade cut-off-poängen av Pawlikowski et al. () 39 deltagare (8.04%) angav en problematisk men inte patologisk användning (cut-off poäng >30 men ≤37) och 15 deltagare (3.09%) en patologisk användning (cut-off poäng >37) av onlinekommunikationsaktiviteter.

Tabell 1  

Beskrivande statistik och bivariata korrelationer mellan poängen för det korta Internetberoendetestet och de tillämpade skalorna.

Strukturell ekvationsmodell

Den föreslagna strukturella ekvationsmodellen på latent variabel med ICD-symtom (s-IAT-com) som beroende variabel visade en god överensstämmelse med data. RMSEA var 0.060 (p = 0.054), CFI var 0.957, TLI var 0.938 och SRMR var 0.040, BIC var 15072.15. χ2-testet var signifikant, χ2 var 174.17 (p < 0.001) och x2/df var 2.76.

Totalt sett kunde 50.8 % av variansen i ICD-symtomen förklaras av den föreslagna modellen (R2 = 0.508, p < 0.001). Den strukturella ekvationsmodellen med faktorbelastningar och β-vikter är representerade i figur Figure22.

Figur 2  

Resultat av den strukturella ekvationsmodellen inklusive faktorbelastningar på de beskrivna latenta variablerna och de medföljande β-vikterna, p-värden och residualer.

Den latenta variabeln sociala aspekter hade en direkt effekt på den beroende latenta variabeln ICD medan de andra latenta variablerna inte visade någon direkt effekt (alla βs < 0.169, alla ps > 0.263). Båda mediatorvariablerna förväntningar på internetanvändning och coping var dock signifikanta prediktorer för ICD. Dessutom var personlighetsaspekter en signifikant prediktor för att klara av en negativ β-vikt. Den indirekta effekten från personlighetsaspekter över coping till ICD var signifikant (β = -0.166, SE = 0.077, p = 0.031). Den indirekta effekten från psykopatologiska symtom till ICD-symtom över förväntad internetanvändning var också signifikant (β = 0.199, SE = 0.070, p = 0.005). Båda resultaten indikerade medlingseffekter.

Ytterligare analyser

För att bättre förstå ytterligare underliggande mekanismer för ICD testades ytterligare några modeller eller delar av modellen.

Den första frågan vi tog upp var effekten av de sociala aspekterna på ICD. Jämfört med den empiriska modellen av Brand et al. (), konceptualiserades den latenta variabeln sociala aspekter med de manifesta variablerna upplevt socialt stöd och den latenta variabeln social ensamhet of the Loneliness Scale av De Jong Gierveld och Van Tilburg () istället för underskalan känslomässig ensamhet i den aktuella studien. När du använder samma manifestvariabler för den latenta variabeln sociala aspektersåsom gjorts i Brand et al. (), det fanns en acceptabel modellpassning (CFI = 0.955, TLI = 0.936, RMSEA 0.063, SRMR = 0.040, BIC = 15142.03). Skillnaden mellan denna modell och huvudmodellen i den aktuella studien är dock att det inte fanns någon direkt effekt av sociala aspekter eller förmedlingseffekt av personlighetsaspekter och ICD genom coping. Demografiska variabler betraktades också som potentiella variabler som kan ha en effekt på den strukturella ekvationsmodellen. Vi beräknade först bivariata korrelationer mellan manifesta variabler och ålder och fann endast korrelationer med låg effektstorlek (Cohen, ) mellan ålder och självkänsla, självtillit, sårbarhet för stress, hanteringsvariabler och förväntningar på internetanvändning (rs < |0.212|). Sammantaget uppfylldes inte kraven för att integrera ålder i den föreslagna modellen (Baron och Kenny, ). För att kontrollera för könsfördomar beräknades en gruppjämförelse med alla variabler och signifikanta skillnader mellan manliga och kvinnliga deltagare hittades med avseende på interpersonell känslighet, self-efficacy, stresssårbarhet, coping subscale substansanvändning och båda internetanvändningsförväntningsfaktorer (t = |0.06–4.32|, p = 0.035– < 0.001). Därefter analyserades en strukturell ekvationsmodell med ytterligare differentiering efter kön med hjälp av en medelstrukturanalys. Detta sätt att gå tillväga används ofta för att jämföra gruppmedelvärdena (man vs. kvinna) på de föreslagna konstruktionerna (Dimitrov, ). Passningsindexen var acceptabla (CFI = 0.942, TLI = 0.926, RMSEA 0.066, SRMR = 0.070, BIC = 15179.13). Sammantaget fann vi samma samband mellan coping, förväntad internetanvändning och ICD för manliga och kvinnliga deltagare. För kvinnor var den direkta effekten från sociala aspekter till ICD inte signifikant (β = -0.148, p = 0.087) och inte heller för män (β = -0.067, p = 0.661), även om effektstorleken var högre beskrivande. Effekten av psykopatologiska symtom på ICD medierade av förväntad internetanvändning hittades endast för kvinnor (β = 0.192, SE = 0.086, p = 0.025). Men på grund av den lilla urvalsstorleken för de strukturella ekvationsmodellerna bör resultaten diskuteras med försiktighet. De olika strukturella ekvationsmodellerna för det kvinnliga och manliga provet med faktorbelastningar och β-vikter är representerade i figur Figure33.

Figur 3  

Resultaten av den strukturella ekvationsmodellen separerade för det kvinnliga och manliga provet inklusive faktorbelastningar på de beskrivna latenta variablerna och de medföljande β-vikterna, p-värden och residualer.

Diskussion

Allmän diskussion om resultaten

Den aktuella studien analyserade potentiella mekanismer såsom personens egenskaper, coping-stil och internetrelaterad kognitiv bias associerad med ICD-symtom. Den föreslagna strukturella ekvationsmodellen baserades på den teoretiska modellen för en specifik Internetanvändningsstörning av Brand et al. () och en empirisk modell om generaliserat internetberoende av Brand et al. (). Sammantaget gav modellen med ICD som beroende variabel en bra anpassning till data. Den hypotetiska modellen förklarade 50.8 % av variansen av ICD-symtom. Resultaten visade att sambandet mellan personens egenskaper och ICD delvis förmedlades av coping-stil och förväntningar på internetanvändning. Vidare fann man en direkt effekt av sociala aspekter som social ensamhet och upplevt socialt stöd till ICD-symtom.

Till en början beräknade vi bivariat korrelation mellan alla variabler och s-IAT-kommunikationspoängen, som var signifikanta. Detta ligger i linje med tidigare forskning om ICD. Fynden bekräftar också hypotesen att stresssårbarhet och self-efficacy korrelerar med ICD (för första gången).

För det andra analyserades den förmodade strukturella ekvationsmodellen. Studien fann att sociala aspekter spelar en central roll i ICD. Hög social ensamhet och mindre upplevt socialt stöd förutspådde ICD-symtom. Personer som upplever sig själva som socialt ensamma och mindre socialt stödda upplever fler negativa konsekvenser på grund av sitt kommunikationsbeteende online, vilket är i linje med tidigare forskning (Baker och Oswald, ; De Cock et al., ; Omar och Subramanian, ; Song et al., ). De individer som valde onlinekommunikationsapplikationer som sin huvudsakliga onlineaktivitet verkar tillfredsställa sociala behov online mer än i verkliga situationer (Song et al., ). Detta indikerar att onlinekommunikationsapplikationer fyller en social funktion och möjligen kompenserar upplevda verkliga brister, vilket verkar vara en väsentlig mekanism för problematiskt kommunikationsbeteende (Kim et al., ; Yadav et al., ; Huang et al., ). Intressant nog förmedlades inte denna effekt av copingstrategier eller förväntningar om Internets hjälpsamhet för att lösa problem eller fly från verkligheten. Därför beskriver den upplevda tillfredsställelsen eller kompensationen av sociala underskott, som leder till en överdriven användning av Internet, en direkt effekt utan inverkan av ytterligare kognitiva fördomar.

Den aktuella studien syftade till att identifiera medlingseffekter och att kontrollera resultaten med tidigare empiriska rön om mekanismerna för ett generaliserat internetberoende (Brand et al., ). Det fanns varken en direkt eller medierad effekt av sociala aspekter på ett allmänt internetberoende. Följaktligen kan det antas att den beroendeframkallande användningen av Facebook, WhatsApp eller Twitter är förknippad med sociala verkliga brister, som upplevd social ensamhet och mindre upplevt socialt stöd. Detta är inte fallet för en allmän överanvändning av Internet när ingen specifik applikation är att föredra. Därför är preferensen för onlinekommunikationsapplikationer som en säker, anonym, kontrollerad miljö för kommunikation associerad med mindre integration i verkliga sociala nätverk, vilket är tänkt att leda till en dysfunktionell användning.

Studien visade också att dysfunktionell copingstil och förväntad internetanvändning är signifikanta prediktorer för ICD, vilket överensstämmer med andra studier om prediktorer för internetberoende (Tonioni et al., ; Turel och Serenko, ; Xu et al., ; Tang et al., ; Brand et al., ; Kardefelt-Winther, ; Lee et al., ). Individer med höga förväntningar på internet som ett användbart verktyg för att distrahera från irriterande plikter eller för att uppleva nöje samt med dysfunktionella copingstrategier som förnekelse eller beteendemässigt urkopplande har en högre risk att utveckla en ICD. Relevansen av psykopatologiska symtom som social ångest och depression för en ICD stöds av den föreslagna modellen och är kompatibel med annan forskning om sambandet mellan psykopatologiska aspekter och SNS-användning (De Cock et al., ; Panek et al., ; Hong et al., ; Bhagat, ; Bodroza och Jovanovic, ; Laconi et al., ; Moreau et al., ; Guedes et al., ). Effekten av psykopatologiska symtom på ICD medierades av förväntade internetanvändning, vilket överensstämmer med studien av Wegmann et al. (). Personer med depressiva symtom, social ångest och förväntan på internet som ett användbart verktyg för att fly från negativa känslor och för att tillfredsställa sociala behov, har en högre risk att utveckla en problematisk användning av onlinekommunikationstjänster (Wegmann et al., ). I likhet med de psykopatologiska symtomen medierades effekten av personlighetsaspekter som självkänsla, self-efficacy och stresssårbarhet för ICD av specifika kognitioner, i detta fall en dysfunktionell coping-stil. Låg självkänsla, självförtroende och högre sårbarhet för stress leder till förnekelse eller problem, droganvändning och beteendemässigt oengagerat. Dessa individer har inga ytterligare strategier för att hantera låg självkänsla eller känslor av ensamhet eller depression. Denna förening kan påverka individer att gå online för att fly från verkliga problem. Tidigare forskning har redan visat sambandet mellan självkänsla och preferensen för onlinekommunikation (Chak och Leung, ; Steinfield et al., ; Panek et al., ; Bhagat, ; Laconi et al., ; Guedes et al., ). I överensstämmelse med det teoretiska tillvägagångssättet av Brand et al. (), antas det att individer med högre stresssårbarhet och brister när det gäller sitt självförtroende i kombination med dysfunktionella/impulsiva copingstrategier har ett högre behov av humörreglering (Whang et al., ; Tonioni et al., ; Brand et al., ). Samspelet mellan dessa personers egenskaper och det individuella sättet att reagera på svåra situationer skulle kunna resultera i användningen av "förstahandsval"-applikationen, det vill säga kommunikationsapplikationer, där individer kommunicerar med andra. Detta beteende kan vara en mycket användbar strategi med tanke på att individer diskuterar sina problem med andra online. Å andra sidan kan detta beteende vara problematiskt om andra problemlösningsstrategier försummas och verklig kontakt ignoreras, vilket kan resultera i högre social isolering. Resultaten indikerar att verkliga problemlösningsstrategier spelar en viktig roll även online. Att förmedla funktionella copingstrategier, såsom aktiv coping, tycks vara en viktig förebyggande mekanism för att minska risken att använda Internet eller "första valet"-applikationen som en dysfunktionell copingstrategi (Kardefelt-Winther, ).

När vi kontrollerade resultaten efter att ha sökt efter könsbias fann vi vissa skillnader i resultaten för män och kvinnor. Resultaten avslöjade bara att användningen av onlinekommunikationsapplikationer när de känner sig ensamma eller uppfattningen av mindre socialt stöd var mer utmärkande för kvinnor. Vissa skillnader mellan manliga och kvinnliga deltagare för olika Internetanvändningsstörningar eller SNS-användningsmönster har rapporterats tidigare (Ko et al., ; Meerkerk et al., ; Kuss och Griffiths, ; Laconi et al., ). Ang () betonade till exempel att kvinnor med en starkare internetvana är mer benägna att engagera sig i onlinekommunikation än manliga deltagare. Eventuella skillnader för ICD måste undersökas i ytterligare studier.

Sammanfattningsvis överensstämmer resultaten med den teoretiska modellen för störningar i Internetanvändning (Brand et al., ) vilket indikerar att förhållandet mellan personens egenskaper och symtom på en störning av internetanvändning förmedlas av specifika kognitioner. Dessutom har de medlingseffekter som hittades under denna studie redan antagits för ett generaliserat internetberoende (Brand et al., ) och cybersexberoende (Laier och Brand, ). Ändå skiljer sig relevansen av individuella aspekter som psykopatologiska, personlighet och sociala aspekter. Medan personlighetsaspekter och psykopatologiska symtom medierades av kognitiva dimensioner som bedömde ett generaliserat internetberoende och ICD, spelade inte sociala kognitioner någon roll i utvecklingen och upprätthållandet av generaliserat överanvändning av Internet. I den aktuella studien hade sociala aspekter en direkt effekt på symtom på ICD.

Följaktligen betonar den aktuella studien konvergenta och divergerande mekanismer för olika former av störningar av Internetanvändning, vilket visas av Montag et al. (Laconi et al. (Pawlikowski et al. (och Wang CW et al. (). Även om det verkar finnas en överlappning mellan potentiella mekanismer för en allmän överanvändning av Internet och kommunikationsbeteende online, fann man bevis som gör det möjligt att skilja mellan specifika störningar av Internetanvändning. Därför kan man dra slutsatsen att generaliserat internetberoende och ICD delar gemensamma mekanismer men inte är synonyma (Hormes et al., ). Vissa undersökningar visar växande bevis som tyder på likheter mellan överdriven användning av Internet-kommunikationsapplikationer och ytterligare beteendeberoende. Dessa studier illustrerar relevansen av förstärkningsmekanismer såväl som bevis för flera diagnostiska kriterier, vilket betonar den egna konstruktionen av en ICD (Kuss och Griffiths, ; Andreassen och Pallesen, ; Hormes et al., ).

En huvudslutsats är att den teoretiska modellen för störning av Internetanvändning (Brand et al., ) kan överföras till ICD, liknande fallet med cybersexmissbruk (Laier och Brand, ). Modifieringen av denna teoretiska modell till en specifik Internetanvändningsstörning, som betonar användningen av specifika, föredragna tillämpningar, skulle kunna underlätta förståelsen av individuella mekanismer. Den modifierade modellen för en ICD bör fokusera på de sociala aspekternas roll och antagandet att personer med upplevda sociala underskott använder onlinekommunikationsapplikationer för att kompensera dessa underskott direkt. Detta står i kontrast till andra personers egenskaper, som förmedlas av specifika kognitioner. Dessutom bör den empiriska modellen för den aktuella studien kontrolleras för andra former som störningar i internetspel, störningar med användning av internetpornografi eller patologiskt köpbeteende online. För störningar i internetspel kan individer också använda funktionen för att kommunicera online och hålla kontakt med andra spelare medan de spelar. Följaktligen, i det här fallet, måste den potentiella rollen av sociala aspekter också diskuteras.

Begränsningar

Slutligen finns det några begränsningar att nämna. För det första är studien baserad på en onlineundersökning i ett icke-kliniskt urval. Även om uppgifterna var noggrant kontrollerade och borttagna deltagare, som besvarade frågeformulären på alltför lång eller kort tid, kunde vi inte utesluta potentiell fördom i uppgifterna på grund av förhållandet mellan undersökningens onlinemiljö och dess innehåll. För det andra, Brief COPE av Carver () visade låg tillförlitlighet, vilket fortfarande är jämförbart med tidigare studier (Carver, ; Brand et al., ). Framtida studier bör dock överväga att använda ett annat frågeformulär eller kontrollera data och subskalor avseende deras tillförlitlighet. Vi använde dock dessa subskalor för att modellera coping som latent dimension, vilket betyder att effekterna i den strukturella ekvationsmodellen var fria från mätfel, även om tillförlitligheten hos de enstaka skalorna som mätte coping inte var optimal. När det gäller diskussionen om den vanliga metodbiasen är en styrka i den aktuella studien Likert-skalornas heterogenitet. Podsakoff et al. () betonar att användning av vanliga skalformat skulle hänvisa till artificiell samvariation. De rekommenderar användning av olika skalor och konstruktioner för att öka varianser och för att minska den vanliga metodbias. För det tredje användes i den aktuella studien termen "Internetkommunikationsapplikation" eller "onlinekommunikationsapplikationer". Eftersom denna term omfattar ett brett spektrum av olika teknologier, kan effekten av de olika teknologierna tas upp i vidare forskning. Ändå, för att begränsa denna fråga, har alla deltagare i studien fått en tydlig definition av termen "Internetkommunikationstillämpningar." Dessutom kan variabler som self-efficacy specificeras för de beroende variablerna och de underliggande mekanismerna, till exempel genom att använda Internet self-efficacy eller self-efficacy mot dessa olika onlinekommunikationstillämpningar.

Framtida forskning

Framtida forskning bör undersöka direkt konvergerande och divergerande mekanismer för olika typer av störningar i Internetanvändning. I den aktuella studien användes en strukturell ekvationsmodell och resultaten jämfördes med andra empiriska fynd i litteraturen. En direkt empirisk jämförelse bör dock utöka vår kunskap om de olika bidragen från sociala aspekter i utvecklingen och underhållet av olika typer av störningar i Internetanvändningen.

Författarbidrag

EW: Skrev det första utkastet av tidningen, övervakade förberedelserna av manuskriptet och bidrog med intellektuellt och praktiskt arbete till manuskriptet; MB: Redigerade utkastet, reviderade det kritiskt och bidrog intellektuellt och praktiskt till manuskriptet. Båda författarna godkände slutligen manuskriptet. Båda författarna är ansvariga för alla aspekter av arbetet.

Intresset om intressekonflikter

Författarna förklarar att forskningen genomfördes i avsaknad av kommersiella eller finansiella relationer som kan tolkas som en potentiell intressekonflikt.

Referensprojekt

  • American Psychiatric Association (2013). Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders, 5th Edn. Washington DC: American Psychiatric Publishing.
  • Amichai-Hamburger Y., Vinitzky G. (2010). Användning av sociala nätverk och personlighet. Comput. Brum. Behav. 26, 1289-1295. 10.1016/j.chb.2010.03.018 [Cross Ref]
  • Andreassen CS, Pallesen S. (2014). Social nätverkssajtberoende: en omfattande recension. Curr. Pharm. Des. 20, 4053–4061. 10.2174/13816128113199990616 [PubMed] [Cross Ref]
  • Ang C.-S. (2017). Internetvanestyrka och onlinekommunikation: utforska könsskillnader. Comput. Brum. Behav. 66, 1–6. 10.1016/j.chb.2016.09.028 [Cross Ref]
  • Baker LR, Oswald DL (2010). Blyghet och sociala nätverkstjänster online. J. Soc. Pers. Relat. 27, 873-889. 10.1177/0265407510375261 [Cross Ref]
  • Baron RM, Kenny DA (1986). Skillnaden mellan moderator och mediatorvariabel i socialpsykologisk forskning: konceptuella, strategiska och statistiska överväganden. J. Pers. Soc. Psychol. 51, 1173–1182. 10.1037/0022-3514.51.6.1173 [PubMed] [Cross Ref]
  • Bhagat S. (2015). Är Facebook en planet av ensamma individer? En genomgång av litteratur. Int. J. Indian. Psychol. 3, 5–9.
  • Bodroza B., Jovanovic T. (2015). Validering av den nya skalan för att mäta beteenden hos Facebook-användare: psykosociala aspekter av Facebook-användning (PSAFU). Comput. Brum. Behav. 54, 425-435. 10.1016/j.chb.2015.07.032 [Cross Ref]
  • Brand M., Laier C., Young KS (2014a). Internetberoende: coping-stilar, förväntningar och behandlingsimplikationer. Främre. Psychol. 5:1256. 10.3389/fpsyg.2014.01256 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
  • Brand M., Young KS, Laier C. (2014b). Prefrontal kontroll och internetberoende: en teoretisk modell och översyn av neuropsykologiska och neuroimaging-fynd. Främre. Behav. Neurosci. 8:375. 10.3389/fnhum.2014.00375 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
  • Brand M., Young KS, Laier C., Wölfling K., Potenza MN (2016). Integrering av psykologiska och neurobiologiska överväganden angående utveckling och underhåll av specifika störningar av Internetanvändning: en modell för interaktion mellan person-påverkan-kognition-utförande (I-PACE). Neurosci. Biobehav. Upps. 71, 252–266. 10.1016/j.neubiorev.2016.08.033 [PubMed] [Cross Ref]
  • Carr CT, Hayes RA (2015). Sociala medier: definiera, utveckla och spå. Atl. J. Kommun. 23, 46–65. 10.1080/15456870.2015.972282 [Cross Ref]
  • Carver CS (1997). Du vill mäta coping men ditt protokoll är för långt: överväg kort COPE. Int. J. Behav. Med. 4, 92–100. 10.1207/s15327558ijbm0401_6 [PubMed] [Cross Ref]
  • Casale S., Fioravanti G., Flett GL, Hewitt PL (2015). Självpresentationsstilar och problematisk användning av internetkommunikationstjänster: betydelsen av bekymmer över beteendemässiga uppvisningar av ofullkomlighet. Pers. Individ. Dif. 76, 187–192. 10.1016/j.paid.2014.12.021 [Cross Ref]
  • Chak K., Leung L. (2004). Blyghet och kontrolllokal som förutsäger internetberoende och internetanvändning. Cyberpsychol. Behav. 7, 559-570. 10.1089/cpb.2004.7.559 [PubMed] [Cross Ref]
  • Choi S.-W., Kim D.-J., Choi J.-S., Choi E.-J., Song W.-Y., Kim S., et al. . (2015). Jämförelse av risk- och skyddsfaktorer förknippade med smartphoneberoende och internetberoende. J. Behav. Missbrukare. 4, 308-314. 10.1556/2006.4.2015.043 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
  • Cohen J. (1988). Statistisk maktanalys för beteendevetenskaperna. Hillsdale, NJ: Erlbaum.
  • Collani G., Herzberg PY (2003). Eine revidierte Fassung der deutschsprachigen Skala zum Selbstwertgefühl von Rosenberg. Zeitschri. Diff. Diagn. Psychol. 24, 3–7. 10.1024/0170-1789.24.1.3 [Cross Ref]
  • Davis RA (2001). En kognitiv beteendemodell för patologisk internetanvändning. Comput. Brum. Behav. 17, 187–195. 10.1016/S0747-5632(00)00041-8 [Cross Ref]
  • De Cock R., Vangeel J., Klein A., Minotte P., Rosas O., Meerkerk G.-J. (2013). Tvångsmässig användning av sociala nätverkssajter i Belgien: prevalens, profil och rollen av attityd till arbete och skola. Cyberpsychol. Behav. Soc. Netw. 17, 166–171. 10.1089/cyber.2013.0029 [PubMed] [Cross Ref]
  • De Jong Gierveld J., Van Tilburg TG (2006). En skala med 6 punkter för övergripande, emotionell och social ensamhet: bekräftande tester på undersökningsdata. Res. Åldrande 28, 582–598. 10.1177/0164027506289723 [Cross Ref]
  • Derogatis LR (1993). BSI: Kort symtominventering (manuell). Minneapolis: National Computer Systems.
  • Dimitrov DM (2006). Jämföra grupper på latenta variabler: en strukturell ekvationsmodelleringsmetod. Arbete 26, 429–436. [PubMed]
  • Floros G., Siomos K. (2013). Förhållandet mellan optimalt föräldraskap, internetberoende och motiv för socialt nätverkande i tonåren. Psychiatry Res. 209, 529-534. 10.1016/j.psychres.2013.01.010 [PubMed] [Cross Ref]
  • Franke GH (2000). Kort symtominvertering av LR Derogatis (Kurzform der SCL-90-R) – Deutsche Version. Göttingen: Beltz Test GmbH.
  • Fydrich T., Sommer G., Tydecks S., Brähler E. (2009). Fragebogen zur sozialen Unterstützung (F-SozU): Normierung der Kurzform (K-14) [Social Support Questionnaire (F-SozU): standardisering av kortform (K-14). Zeitschri. Med. Psychol. 18, 43–48.
  • Gangadharbatla H. (2008). Facebook me: kollektiv självkänsla, behov av att tillhöra, och Internet self-efficacy som prediktorer för iGenerationens attityder till sociala nätverkssajter. J. Interagera. Annons. 8, 5–15. 10.1080/15252019.2008.10722138 [Cross Ref]
  • Griffiths MD (2000). Finns internet- och datorberoende? Några fallstudiebevis. Cyberpsychol. Behav. 3, 211-218. 10.1089/109493100316067 [Cross Ref]
  • Griffiths MD, Kuss DJ, Demetrovics Z. (2014). Sociala nätverksberoende: en översikt av preliminära fynd, i Behavioral Addiction, red. Feder K., Rosenberg P., Curtiss L., redaktörer. (San Diego, CA: Academic Press; ), 119–141.
  • Guedes E., Nardi AE, Guimarães FMCL, Machado S., King ALS (2016). Sociala nätverk, ett nytt onlineberoende: en recension av Facebook och andra beroendestörningar. Med. Expr. 3, 1–6. 10.5935/medicalexpress.2016.01.01 [Cross Ref]
  • Hardie E., Tee MY (2007). Överdriven internetanvändning: rollen av personlighet, ensamhet och sociala stödnätverk i internetberoende. Aust. J. Emerg. Technol. Soc. 5, 34–47.
  • Hong F.-Y., Huang D.-H., Lin H.-Y., Chiu S.-L. (2014). Analys av taiwanesiska universitetsstudenters psykologiska egenskaper, Facebook-användning och Facebook-beroendemodell. Telemat. Underrätta. 31, 597-606. 10.1016/j.tele.2014.01.001 [Cross Ref]
  • Hormes JM, Kearns B., Timko CA (2015). Sugen på Facebook? Beteendeberoende till sociala nätverk online och dess samband med brister i känsloreglering. Beroende 109, 2079–2088. 10.1111/add.12713 [PubMed] [Cross Ref]
  • Hu L., Bentler PM (1995). Evaluating model fit, i Structural Equation Modeling Concepts Issues and Applications, red Hoyle RH, redaktör. (London: Sage Publications Inc.), 76–99.
  • Hu L., Bentler PM (1999). Cutoff-kriterier för passningsindex i kovariansstrukturanalys: konventionella kriterier kontra nya alternativ. Struktur. ekv. Modellering 6, 1–55. 10.1080/10705519909540118 [Cross Ref]
  • Huang L.-Y., Hsieh Y.-J., Wu Y.-CJ (2014). Tillfredsställelser och användning av sociala nätverkstjänster: onlineupplevelsens förmedlande roll. Underrätta. Manag. 51, 774-782. 10.1016/j.im.2014.05.004 [Cross Ref]
  • Jelenchick LA, Eickhoff JC, Moreno MA (2013). "Facebook depression?" Användning av sociala nätverk och depression hos äldre ungdomar. J. Adolesc. Hälsa 52, 128–130. 10.1016/j.jadohealth.2012.05.008 [PubMed] [Cross Ref]
  • Jin B. (2013). Hur ensamma människor använder och uppfattar Facebook. Comput. Brum. Behav. 29, 2463-2470. 10.1016/j.chb.2013.05.034 [Cross Ref]
  • Kardefelt-Winther D. (2014). En konceptuell och metodologisk kritik av internetberoendeforskning: mot en modell för kompenserande internetanvändning. Comput. Brum. Behav. 31, 351-354. 10.1016/j.chb.2013.10.059 [Cross Ref]
  • Kass RE, Raftery AE (1995). Bayes faktorer. J. Am. Statistik. Assoc. 90, 773-795. 10.1080/01621459.1995.10476572 [Cross Ref]
  • Kim J., LaRose R., Peng W. (2009). Ensamhet som orsak och verkan av problematisk internetanvändning: förhållandet mellan internetanvändning och psykiskt välbefinnande. Cyberpsychol. Behav. 12, 451–455. 10.1089/cpb.2008.0327 [PubMed] [Cross Ref]
  • Knoll N., Rieckmann N., Schwarzer R. (2005). Coping som förmedlare mellan personlighet och stressutfall: en longitudinell studie med kataraktopererade patienter. Eur. J. Pers. 19, 229-247. 10.1002/per.546 [Cross Ref]
  • Ko CH, Yen JY, Chen CC, Chen SH, Yen CF (2005). Könsskillnader och relaterade faktorer som påverkar spelberoende online bland taiwanesiska ungdomar. J. Nerv. Träffade. Dis. 193, 273-277. 10.1097/01.nmd.0000158373.85150.57 [PubMed] [Cross Ref]
  • Krämer NC, Winter S. (2008). Förhållandet mellan självkänsla, extraversion, self-efficacy och självpresentation inom sociala nätverkssajter. J. Media. Psychol. 20, 106–116. 10.1027/1864-1105.20.3.106 [Cross Ref]
  • Kuss DJ, Griffiths MD (2011a). Internetspelberoende: en systematisk genomgång av empirisk forskning. Int. J. Ment. Hälsoberoende. 10, 278-296. 10.1007/s11469-011-9318-5 [Cross Ref]
  • Kuss DJ, Griffiths MD (2011b). Online sociala nätverk och beroende: en översyn av den psykologiska litteraturen. Int. J. Environ. Res. Folkhälsa 8, 3528–3552. 10.3390/ijerph8093528 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
  • Laconi S., Tricard N., Chabrol H. (2015). Skillnader mellan specifika och generaliserade problematiska internetanvändare beroende på kön, ålder, tid online och psykopatologiska symtom. Comput. Brum. Behav. 48, 236-244. 10.1016/j.chb.2015.02.006 [Cross Ref]
  • Laier C., Brand M. (2014). Empiriska bevis och teoretiska överväganden om faktorer som bidrar till cybersexberoende utifrån en kognitiv beteendesyn. Sex. Missbrukare. Tvångsmässighet 21, 305–321. 10.1080/10720162.2014.970722 [Cross Ref]
  • Lee Y.-H., Ko C.-H., Chou C. (2015). Återbesök av internetberoende bland taiwanesiska studenter: en tvärsnittsjämförelse av elevernas förväntningar, onlinespel och social interaktion online. J. Abnorm. Barn Psykol. 43, 589-599. 10.1007/s10802-014-9915-4 [PubMed] [Cross Ref]
  • Meerkerk G., Van Den Eijnden RJJM, Garretsen HFL (2006). Förutsäga tvångsmässigt internetanvändning: allt handlar om sex! Cyberpsychol. Behav. 9, 95–103. 10.1089/cpb.2006.9.95 [PubMed] [Cross Ref]
  • Montag C., Bey K., Sha P., Li M., Chen YF, Liu WY, et al. . (2015). Är det meningsfullt att skilja mellan generaliserat och specifikt internetberoende? Bevis från en tvärkulturell studie från Tyskland, Sverige, Taiwan och Kina. Asia Pac. Psykiatri 7, 20–26. 10.1111/appy.12122 [PubMed] [Cross Ref]
  • Moreau A., Laconi S., Delfour M., Chabrol H. (2015). Psykopatologiska profiler av problematiska Facebook-användare av ungdomar och unga vuxna. Comput. Brum. Behav. 44, 64–69. 10.1016/j.chb.2014.11.045 [Cross Ref]
  • Muthén L., Muthén B. (2011). "MPlus". (Los Angeles, CA: Muthén och Muthén; ).
  • Neubaum G., Krämer NC (2015). Mina vänner precis bredvid mig: en laboratorieundersökning om prediktorer och konsekvenser av att uppleva social närhet på sociala nätverkssajter. Cyberpsychol. Behav. Soc. Netw. 18, 443–449. 10.1089/cyber.2014.0613 [PubMed] [Cross Ref]
  • Omar B., Subramanian K. (2013). Beroende av Facebook: undersöker rollerna för personlighetsegenskaper, tillfredsställelsesökningar och Facebook-exponering bland ungdomar. J. Media Commun. Hingst. 1, 54–65. 10.5176/2335-6618_1.1.6 [Cross Ref]
  • Panek ET, Nardis Y., Konrath S. (2013). Spegel eller megafon?: Hur skiljer sig relationerna mellan narcissism och användning av sociala nätverk på Facebook och Twitter. Comput. Brum. Behav. 29, 2004–2012. 10.1016/j.chb.2013.04.012 [Cross Ref]
  • Pawlikowski M., Altstätter-Gleich C., Brand M. (2013). Validering och psykometriska egenskaper hos en kortversion av Youngs Internetberoendetest. Comput. Brum. Behav. 29, 1212-1223. 10.1016/j.chb.2012.10.014 [Cross Ref]
  • Pawlikowski M., Nader IW, Burger C., Biermann I., Stieger S., Brand M. (2014). Patologisk internetanvändning – Det är en flerdimensionell och inte en endimensionell konstruktion. Missbrukare. Res. Teori 22, 166–175. 10.3109/16066359.2013.793313 [Cross Ref]
  • Podsakoff PM, Mackenzie SB, Lee J.-Y., Podsakoff NP (2003). Vanlig metodbias i beteendeforskning: en kritisk granskning av litteratur och rekommenderade botemedel. J. Appl. Psychol. 88, 879-903. 10.1037/0021-9010.88.5.879 [PubMed] [Cross Ref]
  • Rosenberg M. (1965). Samhället och ungdomens självbild. Princeton, NJ: Princeton University Press.
  • Rumpf H.-J., Meyer C., Kreuzer A., ​​John U. (2011). Prävalenz der Internetabhängigkeit. Bericht an das Bundesministerium für Gesundheit. Tillgänglig online på: http://www.drogenbeauftragte.de/fileadmin/dateien-dba/DrogenundSucht/Computerspiele_Internetsucht/Downloads/PINTA-Bericht-Endfassung_280611.pdf (Nådd 30 mars 2015).
  • Ryan T., Chester A., ​​Reece J., Xenos S. (2014). Användning och missbruk av Facebook: en recension av Facebook-beroende. J. Behav. Missbrukare. 3, 133-148. 10.1556/JBA.3.2014.016 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
  • Ryan T., Xenos S. (2011). Vem använder Facebook? En undersökning av förhållandet mellan de fem stora, blyghet, narcissism, ensamhet och Facebook-användning. Comput. Brum. Behav. 27, 1658–1664. 10.1016/j.chb.2011.02.004 [Cross Ref]
  • Schulz P., Schlotz W., Becker P. (2004). Trierer Inventar zum Chronischen Stress (TICS). Göttingen: Hogrefe.
  • Schwarzer R., Jerusalem M. (1995). Generalized self-efficacy scale, in Measures in Health Psychology: A User's Portfolio. Causal and Control Beliefs, red. Weinman J., Wright S., Johnston M., redaktörer. (Windsor: NFER-NELSON; ), 35–37.
  • Song H., Zmyslinski-Seelig A., Kim J., Drent A., Victor A., ​​Omori K., et al. (2014). Gör Facebook dig ensam?: en metaanalys. Comput. Brum. Behav. 36, 446–452. 10.1016/j.chb.2014.04.011 [Cross Ref]
  • Steinfield C., Ellison NB, Lampe C. (2008). Socialt kapital, självkänsla och användning av webbplatser för sociala nätverk online: en longitudinell analys. J. Appl. Dev. Psychol. 29, 434–445. 10.1016/j.appdev.2008.07.002 [Cross Ref]
  • Tang J., Yu Y., Du Y., Ma Y., Zhang D., Wang J. (2013). Prevalensen av internetberoende och dess samband med stressande livshändelser och psykologiska symtom bland ungdomars internetanvändare. Missbrukare. Behav, 39 744–747. 10.1016/j.addbeh.2013.12.010 [PubMed] [Cross Ref]
  • Tonioni F., D'Alessandris L., Lai C., Martinelli D., Corvino S., Vasale M., et al. . (2012). Internetberoende: timmar tillbringade online, beteenden och psykologiska symtom. Gen. Hosp. Psykiatri 34, 80–87. 10.1016/j.genhosppsych.2011.09.013 [PubMed] [Cross Ref]
  • Tonioni F., Mazza M., Autullo G., Cappelluti R., Catalano V., Marano G., et al. . (2014). Är internetberoende ett psykopatologiskt tillstånd som skiljer sig från patologiskt spelande? Missbrukare. Behav. 39, 1052-1056. 10.1016/j.addbeh.2014.02.016 [PubMed] [Cross Ref]
  • Turel O., Serenko A. (2012). Fördelarna och farorna med njutning med webbplatser för sociala nätverk. Eur. J. Inf. Syst. 21, 512-528. 10.1057/ejis.2012.1 [Cross Ref]
  • Wang CW, Ho RT, Chan CL, Tse S. (2015). Utforska personlighetsegenskaper hos kinesiska ungdomar med internetrelaterade beroendebeteenden: dragskillnader för spelberoende och socialt nätverksberoende. Missbrukare. Behav. 42, 32–35. 10.1016/j.addbeh.2014.10.039 [PubMed] [Cross Ref]
  • Wang J.-L., Jackson LA, Wang H.-Z., Gaskin J. (2015). Förutsäga användning av sociala nätverkswebbplatser (SNS): personlighet, attityder, motivation och själveffektivitet på Internet. Pers. Ind. Diff. 80, 119-124. 10.1016/j.paid.2015.02.016 [Cross Ref]
  • Wegmann E., Stodt B., Brand M. (2015). Beroendeframkallande användning av sociala nätverkssajter kan förklaras av samspelet mellan förväntningar på internetanvändning, internetkunskaper och psykopatologiska symtom. J. Behav. Missbrukare. 4, 155–162. 10.1556/2006.4.2015.021 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
  • Whang LS, Lee S., Chang G. (2003). Internetöveranvändares psykologiska profiler: en beteendeprovtagningsanalys på internetberoende. Cyberpsychol. Behav. 6, 143–150. 10.1089/109493103321640338 [PubMed] [Cross Ref]
  • Wu AMS, Cheung VI, Ku L., Hung EPW (2013). Psykologiska riskfaktorer för beroende av sociala nätverkssajter bland kinesiska smartphoneanvändare. J. Behav. Missbrukare. 2, 160–166. 10.1556/JBA.2.2013.006 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
  • Xu ZC, Turel O., Yuan YF (2012). Onlinespelberoende bland ungdomar: motivations- och förebyggande faktorer. Eur. J. Inf. Syst. 21, 321-340. 10.1057/ejis.2011.56 [Cross Ref]
  • Yadav P., Banwari G., Parmar C., Maniar R. (2013). Internetberoende och dess korrelationer bland gymnasieelever: en preliminär studie från Ahmedabad, Indien. asiatiska. J. Psychiatr. 6, 500–505. 10.1016/j.ajp.2013.06.004 [PubMed] [Cross Ref]
  • Unga KS (1998). Fångad i nätet: Hur man känner igen tecknen på internetberoende – och en vinnande strategi för återhämtning. New York, NY: John Wiley and Sons, Inc.
  • Young K., Pistner M., O'Mara J., Buchanan J. (1999). Cyberstörningar: oro för mental hälsa för det nya millenniet. Cyberpsychol. Behav. 2, 475-479. 10.1089/cpb.1999.2.475 [PubMed] [Cross Ref]