En psykometrisk inställning till bedömningar av problematisk användning av onlinepornografi och sociala nätverkssajter baserade på föreställningarna av internet-spelstörning (2020)

Bakgrund

Den problematiska användningen av onlinespel, sociala nätverkssajter (SNS) och onlinepornografi (OP) är ett utvecklande problem. I motsats till den problematiska användningen av SNS och OP, inkluderades Internet-spelstörning (IGD) i den nya utgåvan av Diagnostisk och Statisiskt Manual av Mentalsjukdomar (DSM-5) som villkor för ytterligare studier. Föreliggande studie anpassade kriterierna för IGD till den problematiska användningen av SNS och OP genom att modifiera ett validerat frågeformulär för IGD (Internet Gaming Disorder Questionnaire: IGDQ) och undersöka de psykometriska egenskaperna hos de modifierade versionerna, SNSDQ och OPDQ.

Metoder

Två online-prover (SNS: n = 700, 25.6 ± 8.4 år, 76.4% kvinnor; OP: n = 700, 32.9 ± 12.6 år, 76.7% män) slutförde SNSDQ / OPDQ, Brief Symptom Inventory (BSI) och det korta Internet Addiction Test (sIAT) och gav information om deras SNS / OP-användning. Standardartikel- och tillförlitlighetsanalyser, utforskande och bekräftande faktoranalyser och korrelationer med sIAT beräknades. Problematiska och icke-problematiska användare jämfördes.

Resultat

De interna konsistenserna var ω_ORDNINGS- = 0.89 (SNS) och ω_ORDNINGS- = 0.88 (OP). De undersökande faktoranalyserna extraherade en faktor för båda frågeformulären. Bekräftande faktoranalyser bekräftade resultaten. SNSDQ / OPDQ-poängen korrelerade mycket med sIAT-poängen och måttligt med SNS / OP-användningstiden. Av användarna låg 3.4% (SNS) och 7.1% (OP) över gränsen för problematisk användning. Problematiska användare hade högre sIAT-poäng, använde applikationerna längre och upplevde mer psykisk nöd.

Slutsats

Sammantaget indikerar resultaten av studien att anpassningen av IGD-kriterierna är en lovande strategi för att mäta problematisk SNS / OP-användning.

Under 2017 använde 3.5 miljarder människor Internet [1]. Av de många sätten att använda det är onlinespel, sociala nätverkssajter (SNS) och onlinepornografi (OP) särskilt populära. Alla dessa applikationer undersöks, eftersom deras problematiska användning verkar vara kopplad till psykologisk besvär och problem med arbete, akademiska prestationer och interpersonliga relationer [2,3,4,5,6,7]. Med dess inkludering i bilagan till den femte upplagan av Diagnostisk och Statisiskt Manual av Mentalsjukdomar (DSM-5), Internet spel störning (IGD) erkändes som en störning som motiverar ytterligare utredning [8]. Detta var det första steget mot att definiera standardiserade kriterier för det. De nio kriterierna är baserade på de för ämnesanvändningsstörningar och spelsjukdomar och måste vara uppfyllda de senaste 9 månaderna: (12) upptagen av spel, (1) tillbakadragande när de inte kan spela, (2) tolerans, (3) misslyckande att stoppa / minska mängden spel, (4) ge upp andra aktiviteter till förmån för spel, (5) fortsätta spela trots problem, (6) lura andra om dess belopp, (7) spel för att undkomma negativa stämningar och (8) ) äventyrar en viktig relation, ens yrke eller utbildning på grund av spel.

Även om IGD ingick i DSM-5 som ett villkor för ytterligare studier, var den problematiska användningen av SNS och OP inte. Petry och O'Brien (2013) [9] hävdar att det saknas empiriskt bevis och inkonsekvens i studier som undersöker dessa frågor (SNS och OP). Ändå pågår debatt om förekomsten, klassificeringen och diagnosen av den problematiska användningen av specifika Internetapplikationer som SNS eller OP [10] och ett växande antal studier indikerar relevansen av problematisk användning av SNS och OP [3, 5, 11, 12], inte minst på grund av deras associering med ökade nivåer av psykologisk nöd. Detta kan till och med inkludera symtom på psykiatriska störningar som depression, ångeststörningar, uppmärksamhetsbrist och hyperaktivitetsstörning eller tvångssyndrom [2, 11, 13,14,15].

Bedömning av problematisk användning av SNS och OP

Det finns ett antal olika diagnostiska instrument för att bedöma en problematisk användning av SNS och OP. De flesta av dem är antingen baserade på de diagnostiska kriterierna för beteendemissbruk (SNS: t.ex. Bergen Social Media Addiction Scale [16] | OP: t.ex. Problematic Pornography Consumption Scale [17]) eller Internet Addiction Test [18] (SNS: t.ex. beroendeframkallande tendenser mot SNSs skala [19] | OP: sIAT-sex [20]). Observera att detta inte alls är en uttömmande räkning av alla diagnostiska instrument. För en detaljerad översikt se Andreassen (2015) [2] för SNS och Wéry & Billieux (2017) [21] för OP. Det saknas brist på väl validerade instrument, men följande problem kvarstår fortfarande: (i) olika teoretiska konceptualiseringar av problematisk SNS- och OP-användning med den följd (ii) att inga enhetliga, standardiserade kriterier är tillgängliga för att bedöma problematisk användning av de tre de viktigaste specifika onlineapplikationerna (Gaming, SNS, OP) på ett jämförande sätt.

Den senaste teoretiska modellen för specifika störningar på Internetanvändningen är I-PACE-modellen [22]. Det är baserat på empiriska fynd och integrerar tidigare teoretiska överväganden från andra modeller inom området beteendemissbruk, som Syndrommodellen [23] eller Components Model of Addiction [24]. I-PACE-modellen antar att etiologin för problematisk användning liknar för olika internetapplikationer. Därför föreslår den tillämpning av enhetliga diagnostiska kriterier på alla applikationer, varigenom de diagnostiska kriterierna standardiseras och möjliggör jämförelser av deras prevalensgrader. Eftersom American Psychiatric Association redan föreslog standardiserade kriterier för IGD föreslår det sig att tillämpa dessa kriterier på den problematiska användningen av andra internetapplikationer och det finns flera forskare som håller med om denna metod [25,26,27]. Vissa studier har redan använt denna strategi för att utveckla psykometriska verktyg för att utvärdera problematisk internetanvändning [26, 28, 29] Såvitt författarnas bästa veta finns det dock bara en studie som använde denna strategi för den problematiska användningen av SNS [27] och ingen för den problematiska användningen av OP.

Syftet med den aktuella studien

Syftet med denna studie var därför att undersöka i vilken utsträckning konceptualiseringen av Internet Gaming Disorder kan anpassas till den problematiska användningen av SNS och OP. Petry et al. (2014) [30] - som var medlemmar i arbetsgruppen för substansanvändningsstörning som rekommenderar att inkludera IGD i DSM-5 - publicerade ett frågeformulär (Internet Gaming Disorder Questionnaire: IGDQ) för att bedöma IGD. För denna studie använde vi den tyska versionen, som validerades av Jeromin, Barke och Rief (2016) [31] och anpassade den för problematisk SNS- och OP-användning genom att omformulera artiklarna (för detaljer se avsnittet "Åtgärder"). För att bedöma och utvärdera i vilken grad begreppet IGD kan ge en användbar utgångspunkt för bedömningen av problematisk användning av SNS och OP, undersökte vi de psykometriska egenskaperna hos de två modifierade versionerna, SNSDQ och OPDQ.

Deltagare och procedur

Uppgifterna samlades in via en onlineundersökning (oktober 2017 - januari 2018). Länken till frågeformuläret skickades till allmänna (t.ex. reddit) och applikationsspecifika internetforum (t.ex. facebookgrupper), SNS och e-postlistor. I början specificerade deltagarna om de huvudsakligen använder SNS eller OP och omdirigerades till motsvarande frågeformulär (SNS / OP). Som ett incitament skulle deltagarna kunna vinna en av fem presentkort för en onlinebutik (kupongvärde: € 20). Inkluderingskriterierna var: informerat samtycke, ålder ≥ 18 år. Uteslutningskriterier var: ingen modersmål (tyska), procent av online-tid som använde SNSs / OP ≤5%.

SNS underprov

Totalt 939 deltagare uppfyllde inkluderingskriterierna. Av dessa måste 239 (25.45%) uteslutas: 228 eftersom de saknade data för SNSDQ, 7 eftersom de misslyckades med att ge allvarlig information (t.ex. Klingon som modersmål) och 4 eftersom de hade en orealistisk snabb svarstid ( 2 SD: er under medeltiden). I slutändan analyserades data från 700 deltagare (tabell 1).

OP-underprov

Totalt 1858 deltagare uppfyllde inkluderingskriterierna. Av dessa måste 669 (36.01%) uteslutas: 630 eftersom de saknade data för OPDQ, 25 för att de uppenbarligen visste falsk information, 9 på grund av en orealistisk snabb svarstid och 5 på grund av kommentarer som tyder på att de inte hade lyckats förstå undersökningen. För att öka den statistiska jämförbarheten mellan de två delproverna (SNS / OP), togs ett slumpmässigt urval av 700 deltagare från de återstående 1189. Slutligen analyserades data från 700 deltagare (tabell 1).

åtgärder

Socio-demografisk information

Information om kön, ålder, utbildning, anställning och relationstatus samlades in.

Information om allmän och specifik internetanvändning

Deltagarna rapporterade hur mycket tid (timmar) de tillbringar online under en typisk vecka. Dessutom gav de specifik information om deras SNS- eller OP-användning, till exempel vilka SNS / OP-webbplatser de mest använder och hur länge de använder SNS: er eller OP (timmar / vecka).

Problematisk användning

Tendensen till problematisk SNS- eller OP-användning bedömdes med de tyska versionerna av SNSDQ och OPDQ. Dessa frågeformulär är modifierade versioner av IGDQ. IGDQ består av nio artiklar, som återspeglar motsvarande DSM-5-kriterier för IGD. Den har ett dikotomt svarformat som består av 'nej' (0) och 'ja' (1). Betyget erhålls genom att lägga till svaren (poängintervall: 0–9). En poäng på ≥ 5 definierades som avbrottet för att få en diagnos av IGD [30]. För sin anpassning avseende SNS och OP, formulerades de ursprungliga artiklarna genom att ersätta alla referenser till onlinespel med referenser till SNS eller OP. Till exempel, "Känner du dig rastlös, irriterad, humörig, arg, orolig eller ledsen när du försöker skära ner eller sluta använda SNS eller när du inte kan använda SNS?" istället för "Känner du dig rastlös, irriterad, humörig, arg, orolig eller ledsen när du försöker skära ner eller sluta spela eller när du inte kan spela?"

Kort internetberoende test

SIAT är en kortversion av Internet Addiction Test och består av 12 uttalanden som uttrycker möjliga symtom på problematisk Internetanvändning (t.ex. "Hur ofta tycker du att du säger" bara några minuter till "när du är online?") [18]. För vår studie använde vi den validerade tyska versionen och omformulerade artiklarna för SNS- och OP-användning (t.ex. "Hur ofta försöker du minska den tid du spenderar på att titta på onlinepornografi och misslyckas?") [32]. Deltagarna måste betygsätta den frekvens som de upplevde varje symptom under den senaste veckan på en 5-punkts skala från 1 ('aldrig') till 5 ('mycket ofta'). I den resulterande summan poäng (12–60 poäng) indikerar högre poäng mer problematisk användning. De interna konsistenserna för de anpassade skalorna i den aktuella studien var bra (SNS: ω = 0.88 | OP: ω = 0.88).

Kort symptom inventering

Den tyska versionen av den korta symptominventarien (BSI) användes för att identifiera kliniskt relevanta symtom hos deltagarna [33, 34]. BSI består av 53 uttalanden som uttrycker symtom på psykologisk nöd (t.ex. "Under de senaste sju dagarna, hur mycket blev du orolig av att känna dig spänd eller inställd?"). Artiklarna besvaras på en 7-punkts skala från 5 ('inte alls') till 0 ('extremt'). Den totala poängen ligger mellan 4 och 0, med högre poäng som indikerar en högre nödnivå. Den interna konsistensen i föreliggande prover var utmärkt med, = 212 (SNS) och ω = 0.96 (OP).

Dataanalys

Statistiska analyser genomfördes med användning av SPSS 24 (IBM SPSS Statistics), SPSS Amos, R version 3.5.1 [35] och FACTOR för den undersökande faktoranalysen (EFA) [36]. För standardobjektanalyserna för varje frågeformulär, SNSDQ och OPDQ, beräknades objektsvårigheter och artikel – totala korrelationer. Som ett mått på tillförlitlighet beräknades koefficient omega eller ordinal omega (i fall av binominal data). Dessa koefficienter rekommenderas som ett mer exakt alternativ till Cronbachs alfa, särskilt när antagandet om tau-ekvivalens bryts [37,38,39,40]. När det gäller giltighet undersökte vi faktorstrukturerna genom att utföra EFA: er och bekräftande faktoranalyser (CFA). För dessa delades varje prov (SNS och OP) slumpmässigt i två delprover (SNS1, SNS2 och OP1, OP2; varje delprov: n = 350). Delproverna SNS1 och OP1 användes för EFA och SNS2 och OP2 för CFA. Alla andra beräkningar baseras på de totala proverna. För att testa om delproverna skilde sig åt i nyckelvariabler (ålder, SNSDQ / OPDQ-poäng) utfördes oberoende t-tester. För att fastställa dataens lämplighet för EFA användes Kaiser-Meyer-Olkin-testet (KMO) och Bartletts test av sfäricitet. På grund av det dikotomiska svarsformatet för SNSDQ och OPDQ följde EFA Jeromin et al. (2016) [31] och använde tetrakoriska korrelationer som inmatade och ovägda minsta kvadrater som uppskattningsmetoden [41]. Antalet faktorer som skulle extraheras bestämdes med hjälp av Velicers MAP-test [42].

En CFA utfördes på SNS2 och OP2 för att testa faktorlösningen. Modelparametrarna uppskattades med användning av maximal sannolikhetsuppskattningar. På grund av överträdelsen av normalitetsantagandet tillämpades Bollen-Stine Bootstrapping [43]. För att utvärdera modellpassningen beräknades jämförande passningsindex (CFI), root-medelkvadratfel för approximation (RMSEA) och standardiserat root-medelkvadratrest (SRMR). Enligt Hu och Bentler (1999) [44], avgränsningskriterierna för en acceptabel modellpassning är en CFI på> 0.95, en RMSEA mellan 0.06 och 0.08 och en SRMR på <0.08.

Bivariata förhållanden mellan poängen SNSDQ och OPDG och den tid som användes på Internet i allmänhet, den tid som användes med den föredragna applikationen (SNS / OP) och sIAT-poängen testades med Pearson-korrelationer.

För att ge en första indikation på diagnostisk giltighet jämförde vi problematiska användare med icke-problematiska användare. Analogt med IGDQ kategoriserades användare med en poäng på> 5 poäng som problematiska användare och alla andra användare som icke-problematiska [30, 31]. Oberoende t-tester (i fall av ojämlika avvikelser: Welchs tester) beräknades för att jämföra grupperna angående ålder, tid som användes på Internet, tid som använts med deras föredragna applikation och sIAT- och BSI-poäng. På grund av de ojämna gruppstorlekarna, har Hedges ' g rapporteras som ett mått på effektstorlek [45]. En effekt av g = 0.20 betraktas som liten, g = 0.50 som medium och g = 0.80 lika stort [45].

SNS, OP och Internetanvändning

SNS

Deltagarna använde Internet i genomsnitt 20.9 ± 14.8 timmar / vecka och SNS: er under 9.4 ± 10 timmar / vecka (44% av den totala onlinetiden), med Facebook som den mest populära SNS (n = 355; 50.7%) följt av Instagram (n = 196; 28%) och YouTube (n = 74; 10.6%). Medelvärdena för SNSDQ och sIAT var 1.2 ± 1.5 och 23.6 ± 7.3 poäng. Sammantaget hade 24 deltagare (3.4%) en SNSDQ-poäng på ≥5 poäng och låg därmed över gränsvärdet för problematisk användning (se fig. 1 för detaljer). Den genomsnittliga BSI-poängen för alla deltagare var 9.8 ± 16.7.

Procentandel av deltagarna som uppfyller olika antal kriterier för det modifierade IGDQ (SNS och OP)

Fullstor bild

OP

Deltagarna använde Internet i genomsnitt 21.9 ± 15.6 timmar / vecka och konsumerade OP under 3.9 ± 6.1 timmar / vecka (18.9% av den totala onlinetiden). Den mest populära formen av OP var videor (n = 351; 50.1%) följt av bilder (n = 275; 39.3%) och webbkameror (n = 71; 10.1%). De genomsnittliga OPDG- och sIAT-poängen var 1.5 ± 1.7 och 22.3 ± 7.9. Totalt 50 deltagare (7.1%) uppnådde en OPDQ-poäng över gränsen på ≥ 5 poäng (se fig. 1 för detaljer). Den genomsnittliga BSI-poängen för alla deltagare var 25.6 ± 27.6.

Objektanalys och intern konsistens

Resultaten av objektanalyserna presenteras i tabellerna 2 och 3.

SNS

För SNS-versionen hade punkt 7 det lägsta stödet (antal bekräftande svar (naa) = 21), medan punkt 6 hade det högsta (naa = 247). Detta översätter till en svårighetsgrad av p_i = 0.03 (artikel 7) och p_i = 0.35 (artikel 6), med en genomsnittlig svårighet för alla artiklar av p_i = 0.13. Det korrigerade objektet - totala korrelationer varierade från r_itc = 0.28 (artikel 3) till r_itc = 0.39 (artiklarna 4, 5 och 6), med ett medelvärde på r_itc = 0.36. Den interna konsistensen var ω_ORDNINGS- = 0.89, och skalan skulle inte ha gynnats av att ta bort något föremål.

OP

I OP-versionen av frågeformuläret hade post 9 (naa = 24) den lägsta godkännandegraden, medan post 7 hade den högsta (naa = 286). Medelproblemet var p_i = .17, med punkt 9 som mest (p_i = 0.03) och artikel 7 (p_i = 0.41) det minst svåra. Det korrigerade objektet - totala korrelationer varierade mellan r_itc = 0.29 (artikel 7) och r_itc = 0.47 (artikel 5), med en genomsnittlig korrigerad artikel – total korrelation av r_itc = 0.38. Den interna konsistensen var ω_ORDNINGS- = 0.88. Att ta bort objekt skulle inte ha ökat den interna konsistensen.

Faktorstruktur

Underproverna (SNS1 vs. SNS2; OP1 mot OP2) skilde sig inte med avseende på ålder, kön, Internetanvändning, SNS / OP-användning, sIAT, SNSDQ / OPDQ och BSI-poäng (se Appendix).

SNS

Bartlett's test av sfäricitet (Χ² = 407.4, df = 36, p <0.001) liksom KMO-kriteriet (0.74) indikerade att data var lämpliga för EFA. Velicer's MAP-test rekommenderade utvinning av en enda faktor. Denna faktor förklarade 52.74% av den totala variansen. Faktorbelastningarna varierade mellan 0.54 (artikel 3) och 0.78 (artikel 9) (tabell 2). En CFA med underprovet SNS2 beräknades för att testa enfaktorlösningen. Passningsindex var CFI = 0.81, RMSEA = 0.092 [CI = 0.075–0.111] och SRMR = 0.064 (för bandiagrammet, se Fig. 2).

Sökvägschema för den bekräftande faktoranalysen med undersampel SNS2 (n = 350). Alla vägkoefficienter är standardiserade och statistiskt signifikanta (p <0.001)

Fullstor bild

OP

Bartlett's test av sfäricitet (Χ² = 455.7, df = 36, p <0.001) och KMO-kriteriet (0.80) indikerade att data var lämpliga för EFA, och MAP-testet föreslog en enfaktorslösning. Den extraherade faktorn förklarade 53.30% av den totala variansen. Artiklarna 3 och 7 hade de lägsta faktorbelastningarna (0.52), medan artikel 9 hade den högsta (0.93) (Tabell 3). Enfaktorlösningen testades med en CFA (delprov: OP2). Modellens passningsindex var CFI = 0.87, RMSEA = 0.080 [CI = 0.062–0.099] och SRMR = 0.057 (för bandiagrammet, se Fig. 3).

Bandiagram för den bekräftande faktoranalysen med delprov OP2 (n = 350). Alla vägkoefficienter är standardiserade och statistiskt signifikanta (p <0.001)

Fullstor bild

Korrelationer med SNS / OP / internetanvändning och sIAT-poäng

SNS

SNSDQ-poäng korrelerade med SNS-användningstid (r = 0.32, sid 0.01), veckotid för användning av Internet (r = 0.16, sid 0.01) och sIAT-poäng (r = 0.73, sid 0.01).

OP

OPDQ-poängen korrelerade med OP: s användningstid (r = 0.22, p <0.01) och mycket svagt med Internetanvändningstiden per vecka (r = 0.08, p <0.05). Den högsta korrelationen hittades med sIAT-poängen (r = 0.72, p <0.01).

Jämförelse av personer med problematisk och icke-problematisk SNS / OP-användning

SNS

Jämfört med oproblematiska användare använde de problematiska SNS-användare SNS mycket mer och hade högre sIAT-poäng. De tycktes också uppleva mer psykopatologisk nöd, men trots skillnadens effektstorlek var detta bara en tendens (p = 0.13). För detaljer se tabell 4.

OP

Jämfört med oproblematiska användare, deltagare identifierade som problematiska OP-användare tillbringade mer tid på Internet i allmänhet och mer tid med att använda OP, hade mycket högre SIAT-poäng och upplevde mer psykopatologisk besvär (tabell 4).

I den aktuella studien anpassade vi den tyska versionen av IGDQ till användningen av SNS och OP och utvärderade de modifierade versionernas psykometriska egenskaper för att undersöka i vilken utsträckning IGD-kriterierna är lämpliga för att bedöma problematisk användning av SNS och OP.

Objektanalys

Det genomsnittliga godkännandet av artiklarna var lågt för båda enkäter, vilket är förväntat och önskvärt med tanke på att checklistorna bedömer kriterier för problematisk användning i ett icke-kliniskt prov. För SNS gäller den mest godkända artikeln, punkt 6, förhalning. Detta verkar troligt, eftersom SNS ofta används för att skjuta upp [46, 47]. Punkt 7 (lura / täcka) fick den lägsta godkännandet, vilket också verkar rimligt med tanke på att många använder SNS dagligen och på ett socialt accepterat sätt, vilket gör att det är onödigt att ljuga om det [12]. För OP hade punkt 7 (lura / täcka upp) den högsta godkännandet. Detta är möjligen fallet eftersom den sociala acceptansen av OP är ganska låg även om det används avslappnat och många människor känner sig generade över det [48]. Den lägsta rekommendationen var för punkt 9, vilket verkar rimligt, eftersom det innebär allvarliga konsekvenser (risk / förlust av relationer / möjligheter). De korrigerade artiklarna - totala korrelationer var medelstora för både frågeformulär och över tröskeln för r_itc = 0.30 [43]. De enda undantagen var punkt 3 för SNS och punkt 7 för OP. Punkt 3 avser tolerans, ett kriterium som är typiskt för missbruk men som verkar vara svårare att tillämpa i samband med SNS: s [49]. Det låga korrigerade objektet - total korrelation för punkt 7 (OP) verkar rimligt, eftersom användningen av OP, som diskuterats, i allmänhet kan vara förknippad med förlägenhet, så att lura andra om ens användning skiljer inte väl mellan problematiska och oproblematiska användare.

Pålitlighet

SNSDQ och OPDG visade goda interna konsistenser (SNS: ω_ORDNINGS- = 0.89; OP: ω_ORDNINGS- = 0.88). Resultaten är jämförbara med andra frågeformulär som mäter problematisk SNS (t.ex. Bergen Social Media Scale: α = 0.88) eller OP-användning (t.ex. sIAT-sex: α = 0.88) [16, 20].

Giltighet

Under EFA: erna extraherades en enda faktor för SNS samt OP-versionen av frågeformuläret. Detta är i linje med resultatet för den ursprungliga IGDQ [31]. Punkt 3 hade den lägsta faktorbelastningen i båda versionerna, förmodligen på grund av att toleranskriteriet inte passar särskilt bra med SNS och OP: s sammanhang. I slutändan har toleranskriteriet sitt ursprung i substansbaserade beroende. I det sammanhanget var dess betydelse mycket tydligare definierad än vad gäller den problematiska användningen av OP, SNS eller faktiskt onlinespel, för dess användbarhet diskuteras också kontroversiellt (för: [30, 50] | kontra: [51, 52]). I OP-versionen hade punkt 7 (lura / täcka upp) också en lägre faktorbelastning än de andra artiklarna. Detta återspeglar argumentet ovan om varför objektet inte är så användbart för att skilja mellan problematiska och icke-problematiska användare (37.4% av de icke-problematiska och 86% av de problematiska användarna godkände det). Detta indikerar att det täckande beteendet inte uttryckligen är förknippat med problematisk överanvändning mätt av OPDG utan förmodligen med sociala attityder till OP i allmänhet.

Sammantaget antydde resultaten för CFA: erna att enfaktorslösningarna för båda enkäterna är tveksamma och inte representerar en bra passform. Medan SRMR var bra för båda modellerna, var CFI och RMSEA under respektive ovanför avgränsningarna. Liksom i EFA hade punkt 6 för SNS och post 7 för OP särskilt låg faktorbelastning. Detta innebär att deras korrelation med respektive övergripande skala är låg och följaktligen att deras korrelation med problematisk användningsbeteende är låg. Även om detta inte nödvändigtvis utgör ett problem, är det viktigt att efterföljande studier kontrollerar om dessa artiklar bör revideras, vägas annorlunda eller till och med tas bort.

Båda enkäterna korrelerade starkt med motsvarande SIAT-versioner, vilket indikerar god konvergent giltighet. SNS-versionen visade små till medelstora korrelationer med den allmänna Internetanvändningen och SNS-användningstiden (per vecka). OP-versionen visade också en liten korrelation med OP-användningstiden (per vecka). Storleken på korrelationerna för problematisk användning med tid som använts med respektive applikation ligger inom intervallet för de som rapporterats konsekvent [53,54,55].

För att utvärdera diagnostisk giltighet för SNSDQ och OPDQ jämförde vi först observerade prevalensgrader med de som hittades i andra studier. För SNS: er, 3.4% av deltagarna överskred avgränsningen, och med avseende på OP, 7.1% uppfyllde kriterierna för problematisk användning. Även om det är svårt att jämföra prevalensnivåer på grund av mångfalden av olika diagnostiska instrument, är de hastigheter som hittas här jämförbara med vissa i den befintliga litteraturen. I deras studie av ett nationellt representativt urval av ungerska ungdomar, Bányai et al. (2017) [3] fann en prevalensgrad på 4.5% för problematisk SNS-användning. När det gäller den problematiska användningen av OP, Giordano och Cashwell (2017) [55] rapporterade en prevalens på 10.3% i ett urval av amerikanska högskolestudenter och Ross och kollegor (2012) [15] hittade en hastighet på 7.6% i ett urval av svenska vuxna.

Det är viktigt att notera att ingen diagnos kan ställas med dessa instrument. För det första innehåller varken DSM-5 eller ICD-11 några diagnoser för problematisk användning av OP eller SNS. För det andra, även om de gjorde det, skulle en klinisk intervju av en expert vara nödvändig för att verifiera förekomsten av kliniskt signifikant nöd och funktionsnedsättning och frånvaron av några uteslutningskriterier för det enskilda fallet, vilket är ett krav för en psykiatrisk diagnos. En sådan oberoende klinisk bedömning samlades inte in i den aktuella studien, så vi kan inte avgöra om personer ovanför gränsvärdet skulle motivera någon diagnos. Vi skulle dock betrakta dem som möjliga kandidater för en sådan diagnos. För att ytterligare undersöka den diagnostiska giltigheten jämförde vi användarna ovanför och under gränsvärdet och fann märkbara skillnader. Problematiska användare tillbringade mer tid online per vecka (endast för OP) och använde sin föredragna applikation längre. Även om en ökad användningstid inte är ett tillräckligt kriterium för att sluta en problematisk användning, har flera studier funnit en - om än svag - korrelation mellan användningstid och problematisk användning [53,54,55]. Dessutom hade problematiska användare mycket högre sIAT-poäng och tycktes uppleva en högre nivå av psykologisk besvär (endast för OP). Sammantaget kan dessa resultat - särskilt den mycket stora skillnaden mellan BSI: s totala poäng för de problematiska OP-användarna - betraktas som första indikatorer på instrumentens kriteriets giltighet och antyder att IGD-kriterierna kan vara lämpliga för att identifiera individer med en problematisk användning av SNS eller OP [56].

Begränsningar

Studien måste beaktas mot bakgrund av dess begränsningar. En begränsning är att endast vuxna deltagare testades, även om SNS särskilt också ofta används av ungdomar [3]. En ytterligare begränsning är att inte alla deltagare besvarade alla frågeformulär avseende problematisk användning (SNS, OP och IGD). Detta skulle ha möjliggjort en mer detaljerad undersökning av överlappningen mellan den problematiska användningen av respektive applikationer. Dessutom samlades bara självrapporterade data, som är benägna att biaseffekter, som social önskvärdhet eller vanlig metodvarians. Dessutom inkluderade de inte en klinisk bedömning. Med tanke på att syftet med självrapporteringslistorna är att identifiera problematiska användare, bör ytterligare studier undersöka deras giltighet med prover av personer som bedöms av kliniker för att visa problematisk användning i kliniskt relevant mening. Dessutom är det viktigt att notera att varken kriterierna för en diagnos eller antalet artiklar eller någon avbrott har kommit överens. Vi har inte för avsikt att föreslå några argument om huruvida dessa beteendemönster kan motivera statusen som en ”störning”. Vi syftar snarare till att främja forskning om identifiering av den problematiska användningen av SNS och OP genom att tillhandahålla ett gemensamt instrument som kan hjälpa till med en jämförande bedömning och föreslå att använda detta instrument som en gemensam utgångspunkt för sådana undersökningar, ändra dem eftersom ytterligare forskning antyder detta .

Eftersom vissa psykometriska parametrar för de testade enkäterna inte är tillfredsställande verkar det som om IGD-kriterierna inte bara kan överföras till den problematiska användningen av SNS / OP. Ändå indikerar våra övergripande resultat att detta är en lovande utgångspunkt och stödjer livskraften i att använda anpassade IGD-kriterier som ram för att bedöma problematisk SNS / OP-användning. Denna studie bidrar till forskningen om att mäta aspekter av problematisk SNS- och OP-användning och kan vara ett första steg mot en standardiserad bedömning och bidra till utredningar av dessa nya konstruktioner. Framtida forskning bör ytterligare undersöka användbarheten av DSM-5-kriterierna för IGD i samband med SNS / OP-användning.

Datasätten som användes och / eller analyserades under den aktuella studien är tillgängliga från motsvarande författare på rimlig begäran.

BSI:

Kort symptominventar

CFA:

Bekräftande faktoranalys

CFI:

Jämförande passningsindex

IC:

Konfidensintervall

DSM-5:

Diagnostisk och Statisiskt Manual av Mentalsjukdomar

EFA:

Förklarande faktoranalys

IGD:

Internet gaming störning (IGD)

KMO:

Kaiser-Meyer-Olkin

NAA:

Antal bekräftande svar

OP:

Online Pornografi

OPDQ:

Online frågeformulär för pornografisjukdom

RMSEA:

Rotmedelvärdet kvadratisk fel för approximation

HI:

Kort Internet Addiction Test

SNS:

Sociala nätverkssajter

SNSDQ:

Frågeformulär för störningar i sociala nätverk

SRMR:

Standardiserat rotmedelvärde kvadrat kvar