Rối loạn giao tiếp Internet: Đó là vấn đề của các khía cạnh xã hội, đối phó và kỳ vọng sử dụng Internet (2016)

Front Psychol . 2016; 7: 1747.

Xuất bản trực tuyến 2016 tháng 11 10. doi: 10.3389 / fpsyg.2016.01747

PMCID: PMC5102883

Elisa Wegmann¹ và Thương hiệu Matthias^1,^2,^*

Tóm tắt

Các ứng dụng giao tiếp trực tuyến như Facebook, WhatsApp và Twitter là một số ứng dụng Internet được sử dụng thường xuyên nhất. Ngày càng có nhiều cá nhân bị giảm sự kiểm soát đối với việc sử dụng các ứng dụng liên lạc trực tuyến của họ dẫn đến những hậu quả tiêu cực khác nhau trong cuộc sống ngoại tuyến. Điều này có thể được gọi là rối loạn giao tiếp Internet (ICD). Nghiên cứu hiện tại điều tra vai trò của các đặc điểm cá nhân (ví dụ, các triệu chứng tâm lý, cảm giác cô đơn) và nhận thức cụ thể. Trong một mẫu của những người tham gia 485, một mô hình phương trình cấu trúc đã được thử nghiệm để điều tra các yếu tố dự đoán và hòa giải có thể dự đoán việc sử dụng quá mức. Kết quả nhấn mạnh rằng mức độ cô đơn xã hội cao hơn và sự hỗ trợ xã hội ít được nhận thức sẽ làm tăng nguy cơ sử dụng bệnh lý. Tác động của các triệu chứng tâm lý (trầm cảm và lo âu xã hội) cũng như các đặc điểm cá nhân (lòng tự trọng, hiệu quả và tính dễ bị tổn thương do căng thẳng) đối với các triệu chứng của bệnh viện được điều hòa bởi các kỳ vọng sử dụng Internet và các cơ chế đối phó rối loạn. Các kết quả minh họa các hiệu ứng hòa giải phù hợp với mô hình lý thuyết của Brand et al. (2016). Như được đề xuất trong các khía cạnh xã hội mô hình dường như là yếu tố dự báo chính của các triệu chứng ICD. Nghiên cứu sâu hơn nên điều tra các yếu tố hội tụ và phân kỳ của các loại rối loạn sử dụng Internet cụ thể khác.

Từ khóa: Nghiện Internet, các trang mạng xã hội, kỳ vọng sử dụng Internet, tâm lý, nhân cách, đối phó, giao tiếp trực tuyến

Giới thiệu

Trong cuộc sống hàng ngày, Internet là một công cụ phù hợp để tìm kiếm thông tin, để mua sắm trực tuyến và hơn thế nữa, nó phục vụ để giao tiếp với các cá nhân trên toàn thế giới. Việc truy cập dễ dàng và sử dụng điện thoại thông minh ngày càng tăng cường sự phổ biến của các trang mạng xã hội (SNS), chẳng hạn như Facebook và các ứng dụng liên lạc khác, như Instagram, Twitter và WhatsApp (Wu et al., 2013). Tất cả các ứng dụng này cho phép tương tác với người khác, tương tác hiệu quả là một đặc điểm chính của các công cụ này như một phần của phương tiện truyền thông xã hội. Tuy nhiên, định nghĩa về truyền thông xã hội rộng rãi hơn:Các kênh dựa trên Internet cho phép người dùng tương tác một cách ngẫu nhiên và tự trình bày một cách có chọn lọc, trong thời gian thực hoặc không đồng bộ, với cả đối tượng rộng và hẹp, nhận được giá trị từ nội dung do người dùng tạo và nhận thức về tương tác với người khácMùi (Carr và Hayes, 2015, tr. 50). Định nghĩa này chứa các yếu tố chính như giá trị do người dùng tạo hoặc giao tiếp cá nhân, cũng là một phần của các trang web mạng chuyên nghiệp, bảng trò chuyện hoặc diễn đàn thảo luận (Carr và Hayes, 2015). Đối với nghiên cứu này, chúng tôi đã định nghĩa giao tiếp Internet là việc sử dụng các trang web mạng xã hội (ví dụ: Facebook, Twitter, Instagram), microblog và blog, cũng như các trình nhắn tin trực tuyến (ví dụ: WhatsApp). Việc sử dụng các trang này liên quan đến các hoạt động cho phép trao đổi với người dùng khác như đăng nội dung hoặc đọc bài đăng. Định nghĩa không bao gồm các tính năng khác của các trang web mạng xã hội như trò chơi hoặc tìm kiếm thông tin.

Một số lý do chính khiến các công cụ này đạt được mức độ phổ biến như vậy bên cạnh khả năng giữ liên lạc với bạn bè là quản lý ấn tượng và để giải trí cho chính họ (Krämer và Winter, 2008; Neubaum và Krämer, 2015). Kuss và Griffiths (2011b) đã phát hiện các yếu tố xã hội như xác định nhóm và lòng tự trọng của tập thể như một yếu tố dự báo chính để tham gia SNS. SNS là cộng đồng dựa trên web trong đó có thể tạo hồ sơ cá nhân để chia sẻ thông tin cá nhân và kết nối với những người dùng khác. Các ứng dụng giao tiếp trực tuyến chủ yếu tập trung vào giao tiếp giữa những người khác nhau. Ngược lại với SNS, trò chơi xã hội và tìm kiếm thông tin không phải là tính năng chính của các ứng dụng truyền thông. (Amichai-Hamburger và Vinitzky, 2010; Kuss và Griffiths, 2011b; Floros và Siomos, 2013; Guedes và cộng sự, 2016). Tuy nhiên, ngày càng có nhiều cá nhân gặp phải hậu quả tiêu cực do sử dụng quá nhiều Internet hoặc các ứng dụng trực tuyến khác nhau, chẳng hạn như giao tiếp trực tuyến. Việc sử dụng quá mức này được gọi là nghiện Internet hoặc rối loạn sử dụng Internet cụ thể. Hậu quả tiêu cực có thể có thể làm giảm hiệu suất trong công việc, trường học hoặc đại học, mâu thuẫn với gia đình và bạn bè hoặc cảm xúc tiêu cực (Brand et al., 2016). Tỷ lệ nghiện Internet được báo cáo là 1% ở Đức (Rumpf et al., 2011).

Rối loạn sử dụng Internet cụ thể mô tả việc sử dụng gây nghiện của một ứng dụng nhất định, ví dụ: khiêu dâm Internet, chơi trò chơi trên Internet hoặc giao tiếp Internet (để biết tổng quan, hãy xem Young, 1998; Trẻ và cộng sự, 1999; Bọ ngựa 2000; Davis, 2001; Kuss và Griffiths, 2011b; Thương hiệu và cộng sự, 2014b). Việc sử dụng gây nghiện truyền thông Internet thường được gọi là nghiện SNS, sử dụng SNS bệnh lý, cũng như nghiện Facebook hoặc nghiện điện thoại thông minh (Griffiths et al., 2014; Ryan và cộng sự, 2014; Choi và cộng sự, 2015; Wegmann và cộng sự, 2015). Tất cả các điều khoản này áp dụng cho việc lạm dụng giao tiếp trực tuyến, mạng xã hội hoặc các dịch vụ liên lạc qua Internet khác, không phải là các tính năng cụ thể khác như trò chơi trong các trang mạng xã hội (Kuss và Griffiths, 2011b; Casale và cộng sự, 2015). Nhìn chung, các khía cạnh chính của các công nghệ này là giao tiếp và tương tác với những người khác, độc lập với các tính năng cụ thể. Một số cá nhân phải chịu hậu quả tiêu cực, chẳng hạn như cảm giác cô đơn, hoạt động xã hội bị suy giảm, sức khỏe tâm lý, hạnh phúc hoặc mối quan hệ giữa các cá nhân, các vấn đề về điều tiết cảm xúc và hạn chế truy cập vào các chiến lược đối phó, do sử dụng các loại ứng dụng trực tuyến này (Andreassen và Pallesen, 2014; Hormes và cộng sự, 2015). Sau đây, thuật ngữ rối loạn giao tiếp Internet (ICD) sẽ được áp dụng phù hợp với thuật ngữ DSM-5 của rối loạn chơi game trên Internet (Hiệp hội Tâm thần Hoa Kỳ, 2013) và hơn nữa được đề nghị bởi Brand et al. (2016). Dựa trên các triệu chứng nghiện hành vi nói chung và phân loại rối loạn chơi game trên Internet trong phần III của DSM-5 nói riêng, các triệu chứng của ICD là mặn, thay đổi tâm trạng, dung nạp, triệu chứng cai nghiện, mất kiểm soát, bận tâm và hậu quả tiêu cực trong công việc, trường học, kết quả học tập hoặc trong các mối quan hệ xã hội (Griffiths et al., 2014).

Thương hiệu et al. (2016) đề xuất một mô hình quy trình lý thuyết có tên là mô hình I-PACE (I-PACE là viết tắt của Interaction of Person-Affect-Cognition-Execution) nhằm giải quyết các quy trình và cơ chế tiềm ẩn làm phát triển và duy trì một chứng rối loạn sử dụng Internet cụ thể như ICD. Mô hình này tập trung vào sự tương tác giữa các đặc điểm cốt lõi của người đó, phản ứng tình cảm và nhận thức, và quyết định sử dụng một ứng dụng nhất định. Những cơ chế này có thể dẫn đến hiệu ứng hài lòng và đền bù, có thể dẫn đến chứng rối loạn sử dụng Internet cụ thể. Khung lý thuyết phân biệt giữa các yếu tố gây ảnh hưởng và các biến điều chỉnh cũng như trung gian. Các tác giả cho rằng các cá nhân có những đặc điểm nhất định, chẳng hạn như tính cách, nhận thức xã hội, động cơ cụ thể để sử dụng ứng dụng, bệnh lý tâm thần và cấu thành tâm lý sinh học. Những đặc điểm này ảnh hưởng đến các phản ứng tình cảm và nhận thức, chẳng hạn như phong cách đối phó và thành kiến nhận thức liên quan đến Internet, ví dụ như kỳ vọng sử dụng Internet. Các biến này được định nghĩa là các biến kiểm duyệt / dàn xếp trong mô hình I-PACE. Kỳ vọng sử dụng Internet được định nghĩa là kỳ vọng của người dùng đối với việc sử dụng Internet hoặc các ứng dụng cụ thể. Ví dụ: người dùng có thể mong đợi rằng việc sử dụng Internet giúp giải tỏa các vấn đề trong cuộc sống thực, tránh cô đơn hoặc trải nghiệm niềm vui và đạt được cảm xúc tích cực khi trực tuyến (Brand et al., 2014a). Những kỳ vọng này có thể ảnh hưởng đến hành vi của một người và quyết định sử dụng hay không sử dụng một ứng dụng nhất định. Trong mô hình I-PACE, Brand et al. (2016) giả định rằng ảnh hưởng đặc biệt của các đặc điểm của người đó đến sự phát triển và duy trì chứng rối loạn sử dụng Internet được điều chỉnh bởi phong cách đối phó và các thành kiến nhận thức liên quan đến Internet. Các động cơ cụ thể và các yếu tố khuynh hướng được củng cố bởi sự hài lòng từng trải và việc thoát khỏi những cảm giác tiêu cực. Kết quả là, việc sử dụng quá nhiều ứng dụng ưa thích có thể tăng lên, dẫn đến giảm khả năng kiểm soát và giảm sự ổn định của các đặc điểm cốt lõi của người đó (Brand et al., 2016). Một số phần của mô hình quy trình lý thuyết và phiên bản trước của nó (Brand et al., 2014b) đã được thử nghiệm theo kinh nghiệm đối với chứng nghiện cybersex bởi Laier và Brand (2014), sử dụng gây nghiện SNS bởi Wegmann et al. (2015) và nghiện Internet tổng quát của Brand et al. (2014a) sử dụng phương pháp mô hình hóa phương trình cấu trúc. Kết quả cho chứng nghiện Internet tổng quát cho thấy phong cách đối phó và những kỳ vọng sử dụng Internet hoàn toàn làm trung gian tác động của các khía cạnh tính cách và tâm lý học đối với chứng nghiện Internet tổng quát (Brand et al., 2014a).

Cần phải điều tra thêm các tác động hòa giải giữa các đặc điểm cốt lõi và phong cách đối phó của một người cũng như các thành kiến nhận thức liên quan đến Internet, được giả định trong mô hình I-PACE, để tìm ra các rối loạn sử dụng Internet khác nhau. Nghiên cứu hiện tại đã kiểm tra các yếu tố dự báo và trung gian tiềm năng cho chứng rối loạn giao tiếp Internet. Xem xét việc xác định các cơ chế hội tụ và phân kỳ của các dạng rối loạn sử dụng Internet cụ thể khác nhau, mô hình thực nghiệm bao gồm hoạt động tương tự như Brand et al. (2014a) đã được áp dụng để so sánh các hiệu ứng hòa giải trực tiếp và gián tiếp ở mức độ lý thuyết.

Sau đây, vai trò của một số yếu tố dự báo và hòa giải tiềm năng nhất định đối với việc duy trì và phát triển một ICD sẽ được thảo luận. Tất cả các dự đoán mà chúng tôi giải quyết đã được nghiên cứu trong một nghiên cứu trước đây về nghiện Internet tổng quát (Brand et al., 2014a). Chúng tôi cũng đề cập đến các nghiên cứu tiếp theo, trong đó cho thấy các tác động bivariate hoặc trực tiếp giữa các yếu tố dự đoán giả định và các triệu chứng ICD.

Các nghiên cứu trước đây đã chứng minh mối quan hệ giữa các triệu chứng ICD và trầm cảm cũng như lo lắng xã hội (De Cock et al., 2013; Panek và cộng sự, 2013; Hồng và cộng sự, 2014; Bodroza và Jovanovic, 2015; Laconi và cộng sự, 2015; Moreau và cộng sự, 2015; Guedes và cộng sự, 2016). Sự nhút nhát và lòng tự trọng thấp cũng có liên quan đến các triệu chứng ICD nói chung hoặc nghiện Facebook nói riêng (Chak và Leung, 2004; Steinfield và cộng sự, 2008; Omar và Subramanian, 2013; Panek và cộng sự, 2013; Tỳ kheo 2015; Laconi và cộng sự, 2015; Guedes và cộng sự, 2016). Mặt khác, Jelenchick et al. (2013) không tìm thấy ảnh hưởng trực tiếp giữa việc sử dụng SNS và các triệu chứng trầm cảm.

Các nghiên cứu sâu hơn đã điều tra vai trò trung tâm của sự cô đơn trong nghiện Internet và ICD. Hardie và Tee (2007) cho thấy việc sử dụng Internet có vấn đề có liên quan đến sự cô đơn cao, lo lắng xã hội và ít nhận thấy sự hỗ trợ xã hội (Hardie và Tee, 2007). Kim et al. (2009) lập luận rằng những người cô đơn bù đắp thâm hụt trong cuộc sống thực khi trực tuyến. Điều này phù hợp với các nghiên cứu trong đó mối quan hệ giữa sự cô đơn và ICD đã được tìm thấy (Baker và Oswald, 2010; De Cock và cộng sự, 2013; Omar và Subramanian, 2013; Song và cộng sự, 2014). Baker và Oswald (2010) giải thích rằng môi trường của các ứng dụng giao tiếp trực tuyến có vẻ như an toàn xung quanh cho những người nhút nhát, những người sau đó được kích hoạt để tương tác với các cá nhân khác. Điều này có thể đặc biệt phù hợp nếu nhận thấy ít sự hỗ trợ xã hội và sự cô đơn cao. Dường như việc sử dụng SNS có thể làm giảm sự cô đơn, dẫn đến việc sử dụng Internet ngày càng tăng để thỏa mãn nhu cầu tương tác xã hội (Song et al., 2014). Kết quả nhấn mạnh rằng sự cô đơn xã hội hơn là sự cô đơn về cảm xúc giúp tăng cường việc sử dụng giao tiếp trực tuyến (Ryan và Xenos, 2011; Jin, 2013). Nhìn chung, tất cả các nghiên cứu này đều khảo sát ảnh hưởng trực tiếp giữa đặc điểm của người đó và việc sử dụng các ứng dụng giao tiếp khác nhau một cách bệnh lý. Tuy nhiên, các tác động hòa giải tiềm ẩn bởi phong cách đối phó hoặc thiên vị nhận thức liên quan đến Internet, được Brand et al. (2016), cho đến nay đã không được điều tra. Chỉ có Wegmann và cộng sự. (2015) cho thấy ảnh hưởng của các triệu chứng tâm lý, chẳng hạn như trầm cảm và lo lắng xã hội, đối với việc sử dụng SNS gây nghiện đã qua trung gian bởi các kỳ vọng sử dụng Internet. Điều này phù hợp với Hormes et al. (2015) về mặt lý thuyết, người cho rằng việc sử dụng SNS không tốt được thực hiện bởi các cơ chế gia cố khác nhau (xem thêm Kuss và Griffiths, 2011b).

Theo như chúng tôi có thể nói, chỉ có một vài nghiên cứu điều tra vai trò của năng lực bản thân và việc sử dụng SNS. Trong nghiên cứu của họ, Wang J.-L. et al. (2015) cho thấy hiệu quả của Internet là một yếu tố dự báo đáng kể về việc sử dụng SNS liên quan đến động lực thúc đẩy SNS sử dụng như các chức năng xã hội và giải trí. Điều này phù hợp với Gangadharbatla (2008) người chỉ ra rằng hiệu quả của Internet có ảnh hưởng tích cực đến thái độ đối với SNS. Mối quan hệ giữa năng lực bản thân nói chung và ICD cho đến nay vẫn chưa được nghiên cứu.

Tóm tắt, có nhiều nghiên cứu liên quan đến mối quan hệ giữa các triệu chứng tâm lý, lòng tự trọng hoặc sự cô đơn và việc sử dụng truyền thông Internet một cách bệnh lý. Nghiên cứu trước đây về tính dễ bị tổn thương do căng thẳng hoặc tự hiệu quả như là yếu tố dự báo của một bệnh viện, chẳng hạn, đã không được tìm thấy. Tuy nhiên, trong nghiên cứu hiện tại, các yếu tố dự đoán tương tự đã được sử dụng cũng chứa lỗ hổng ứng suất và tự hiệu quả trong mô hình phương trình cấu trúc để gần nhất với mô hình ban đầu của Brand et al. (2014a). Quy trình này cho phép so sánh các tác động trực tiếp và gián tiếp của một ICD với các hiệu ứng đã được tìm thấy trong chứng nghiện Internet tổng quát.

Ở mức độ lý thuyết, có thể giả định rằng những cá nhân bị trầm cảm và nhạy cảm giữa các cá nhân có những kỳ vọng đối với Internet để cảm thấy tốt hơn hoặc thoát khỏi các vấn đề thực tế. Những cá nhân này cũng có thể đối phó với các vấn đề bằng cách từ chối hoặc sử dụng chất gây nghiện. Nó là một phần của chiến lược đối phó rối loạn chức năng. Chúng tôi đưa ra giả thuyết về những tác động tương tự đối với những cá nhân có lòng tự trọng thấp, hiệu quả thấp và khả năng dễ bị tổn thương cao cũng như những cá nhân cảm thấy cô đơn và nhận thấy ít sự hỗ trợ xã hội. Những khía cạnh xã hội và tính cách này có thể dẫn đến những kỳ vọng cao rằng Internet là một công cụ hữu ích để thoát khỏi cảm giác tiêu cực hoặc trải nghiệm niềm vui và niềm vui khi trực tuyến. Cũng có thể giả thuyết rằng những đặc điểm này cũng dẫn đến các chiến lược đối phó rối loạn. Các cá nhân có thể từ chối lòng tự trọng thấp của họ hoặc bỏ qua cảm giác về sự hỗ trợ ít nhận thức hơn thay vì giải quyết với nó. Tất cả các chiến lược này để xử lý các khuynh hướng có vấn đề có thể dẫn đến nhận thức cụ thể mà bỏ qua xung đột hoặc cảm xúc tiêu cực. Sau đó, chúng tôi giả định rằng các cá nhân có kỳ vọng và ý tưởng giải quyết vấn đề trực tuyến có thể dẫn đến việc sử dụng các ứng dụng giao tiếp trực tuyến không được kiểm soát.

Những cân nhắc này dựa trên mô hình lý thuyết của Brand et al. (2016) trong đó đề cập đến các yếu tố dự đoán này (triệu chứng tâm lý, khía cạnh tính cách) được trung gian bởi phong cách đối phó rối loạn và nhận thức liên quan đến Internet như kỳ vọng sử dụng Internet. Đưa ra các tài liệu về tầm quan trọng của nhận thức xã hội đối với việc sử dụng SNS theo quy định của Brand et al. (2016), chúng tôi lập luận rằng ảnh hưởng của nhận thức xã hội đối với các triệu chứng của ICD chỉ là trung gian một phần bởi phong cách đối phó và kỳ vọng. Mô hình được vận hành được hiển thị trong Hình Hình11.

Hình 1

Mô hình được vận hành để phân tích các giả định chính bao gồm các biến tiềm ẩn của ICD.

Phương pháp

Những người tham gia

Bốn trăm tám mươi lăm người tham gia ở độ tuổi giữa 14 và 55 (M = 23.95, SD = 4.96 năm) đã tham gia vào nghiên cứu. Ba trăm năm mươi tám là nữ, 125 là nam và hai không đưa ra thông tin nào về giới tính. Liên quan đến thông tin xã hội học có liên quan khác, những người tham gia 252 báo cáo rằng họ đã có mối quan hệ hoặc đã kết hôn, 366 là sinh viên, 115 có một công việc thường xuyên. Tất cả những người tham gia đã tham gia trước đây trong nghiên cứu của Brand et al. (2014a), trong đó một mẫu người tham gia 1019 đã được sử dụng để kiểm tra mô hình phương trình cấu trúc về nghiện Internet tổng quát. Mẫu hiện tại đã được chọn trên cơ sở sử dụng Internet của người tham gia lựa chọn đầu tiên. Chúng tôi đã yêu cầu những người tham gia chọn ứng dụng trực tuyến cụ thể mà họ sử dụng và họ thấy hấp dẫn nhất. Sau khi quyết định được đưa ra, những người tham gia đã quản lý một phiên bản Thử nghiệm Nghiện Internet ngắn dành riêng cho ứng dụng lựa chọn đầu tiên của họ. Chúng tôi chỉ bao gồm những người tham gia sử dụng Internet chủ yếu để liên lạc trực tuyến. Các phân tích sử dụng rối loạn giao tiếp Internet là biến phụ thuộc không phải là một phần của nghiên cứu trước đây của Brand et al. (2014a). Những người tham gia chi tiêu trung bình 562.10 tối thiểu (SD = 709.03) mỗi tuần bằng các ứng dụng giao tiếp trực tuyến. Mẫu được tuyển dụng tại Đại học Duisburg-Essen thông qua danh sách gửi thư, tờ rơi và khuyến nghị truyền miệng. Đánh giá được thực hiện bởi một cuộc khảo sát trực tuyến và những người tham gia có thể tham gia xổ số nơi họ có cơ hội giành được iPad, iPad mini, iPod nano, iPod shuffle hoặc thẻ quà tặng Amazon. Ủy ban đạo đức địa phương đã phê duyệt nghiên cứu.

Dụng cụ

Phiên bản sửa đổi của bài kiểm tra nghiện internet ngắn (s-IAT-com)

Các triệu chứng của việc sử dụng bệnh lý của các ứng dụng giao tiếp trực tuyến như SNS hoặc blog được đánh giá bằng phiên bản sửa đổi của Thử nghiệm nghiện Internet ngắn, được chỉ định cho giao tiếp trực tuyến (s-IAT-com; Wegmann et al., 2015). Để đánh giá các khiếu nại chủ quan trong cuộc sống hàng ngày do các ứng dụng giao tiếp trực tuyến, thuật ngữ mạng Internet trong phiên bản gốc đã được thay thế bởi các trang web giao tiếp trực tuyến trên mạng trong tất cả các mục. Hướng dẫn bao gồm một định nghĩa về giao tiếp trực tuyến, giải thích rằng thuật ngữ các trang web giao tiếp trực tuyến bao gồm SNS, blog và microblog, email và nhắn tin. Trong s-IAT-com, người tham gia phải trả lời các mục 12 (ví dụ:Tần suất bạn thấy rằng bạn ở lại trên các trang web truyền thông Internet lâu hơn bạn dự định? Chỉ) trên thang điểm Likert năm điểm, từ 1 (= không bao giờ) đến 5 (= rất thường xuyên). Dựa trên nghiên cứu của Pawlikowski et al. (2013) tổng điểm nằm trong khoảng từ 12 đến 60. Trong phạm vi này, điểm> 30 cho thấy việc sử dụng có vấn đề và điểm> 37 cho thấy việc sử dụng các ứng dụng liên lạc trực tuyến một cách bệnh lý. S-IAT-com bao gồm hai yếu tố: mất kiểm soát (sáu mục) và thèm muốn / các vấn đề xã hội (sáu mục). Thang đo có tính nhất quán nội tại cao (Cronbach's α). Đối với toàn bộ thang đo α là 0.861 (mất kiểm soát / quản lý thời gian α = 0.842, thèm muốn / các vấn đề xã hội α = 0.774). Thang đo được sử dụng để đại diện cho rối loạn giao tiếp Internet theo chiều kích tiềm ẩn.

Quy mô kỳ vọng sử dụng Internet

Thang đo kỳ vọng sử dụng Internet (IUES; Brand et al., 2014a) đã được sử dụng để đánh giá các động lực cốt lõi của người tham gia sử dụng Internet hoặc trực tuyến. Bảng câu hỏi đánh giá một kỳ vọng chung đối với việc sử dụng Internet như một công cụ hữu ích để trải nghiệm niềm vui hoặc để thoát khỏi thực tế. Wegmann và cộng sự. (2015) đã nhấn mạnh thang đo này như là một yếu tố tiềm năng của việc sử dụng SNS gây nghiện. Bảng câu hỏi bao gồm hai tiểu cảnh: củng cố tích cực (bốn mục, ví dụ:Tôi sử dụng Internet, vì nó làm cho nó có thể / tạo điều kiện để trải nghiệm niềm vui) và các kỳ vọng tránh (bốn mục, ví dụ:Tôi sử dụng Internet, vì nó làm cho nó có thể / tạo điều kiện để đánh lạc hướng khỏi các vấn đề.). Câu trả lời phải được đưa ra theo thang điểm Likert sáu điểm, từ 1 (= hoàn toàn không đồng ý) đến 6 (= hoàn toàn đồng ý). Trong mẫu hiện tại, tính nhất quán bên trong của cốt thép dương là α = 0.775, của các kỳ vọng tránh được α = 0.745. Cả hai biến số biểu hiện đại diện cho các kỳ vọng sử dụng Internet tiềm ẩn. Để biết mô tả chi tiết hơn, xem Brand et al. (2014a).

COPE ngắn gọn

COPE ngắn gọn (Carver, 1997) đã được sử dụng để đánh giá phong cách đối phó trong một số tên miền phụ. Đối với nghiên cứu hiện tại, chúng tôi đã sử dụng ba phạm vi của phiên bản tiếng Đức (Knoll et al., 2005): từ chối (ví dụ:Tôi đã tự nói với chính mình 'điều này không có thật'. "), sử dụng chất (ví dụ:Tôi đã sử dụng rượu hoặc các loại ma túy khác để khiến bản thân cảm thấy tốt hơn ”) và từ chối hành vi (ví dụ:Tôi đã từ bỏ việc cố gắng đối phó với nó ”). Mỗi tỷ lệ con bao gồm hai mục, phải được trả lời trên thang điểm Likert bốn điểm từ 1 (= Tôi chưa làm việc này lần nào) đến 4 (= Tôi đã làm việc này rất nhiều). Tính nhất quán nội bộ là từ chối tỷ lệ con α = 0.495, sử dụng chất tỷ lệ con α = 0.883 và sự tách rời hành vi theo tỷ lệ con α = 0.548, hầu như có thể so sánh với Carver (1997). Chúng tôi xem xét rằng độ tin cậy có thể chấp nhận được khi các phạm vi con chỉ bao gồm hai mục và có một số nghiên cứu xác nhận bao gồm độ tin cậy thử lại (Brand et al., 2014a). Ba tiểu cảnh được đề cập đã được sử dụng để thể hiện sự đối phó kích thước tiềm ẩn.

Kiểm kê triệu chứng ngắn gọn

Bản kiểm kê triệu chứng ngắn gọn được sử dụng để đánh giá tình trạng tâm lý của những người tham gia bằng cách tự báo cáo (BSI; Derogatis, 1993). Chúng tôi đã sử dụng hai trầm cảm tiểu cảnh (ví dụ sáu mục:Trong những ngày 7 vừa qua, bạn đã phải chịu đựng bao nhiêu cảm giác không có hứng thú với mọi thứ.) và độ nhạy giữa các cá nhân (ví dụ: bốn mục:Trong những ngày 7 vừa qua, bạn đã phải chịu đựng bao nhiêu cảm giác thua kém người khác.) của phiên bản tiếng Đức (Franke, 2000). Các câu trả lời phải được đưa ra theo thang điểm Likert năm điểm, từ 0 (= hoàn toàn không) đến 4 (= cực kỳ). Tính nhất quán bên trong trong mẫu của chúng tôi là α = 0.863 (trầm cảm dưới mức) và α = 0.798 (độ nhạy giữa các cá nhân dưới mức). Kích thước tiềm ẩn của các triệu chứng tâm lý được đại diện bởi cả hai phạm vi.

Thang đo lòng tự trọng

Để đánh giá lòng tự trọng, chúng tôi đã sử dụng Thang đo lòng tự trọng được sửa đổi bởi Collani và Herzberg (2003) dựa trên thang đo ban đầu của Rosenberg (1965). Nó bao gồm mười mục (ví dụ:Tôi có thái độ tích cực với bản thân.Và), phải được trả lời theo thang điểm Likert bốn điểm, từ 0 (= không đồng ý mạnh mẽ) đến 3 (= rất đồng ý). Tính nhất quán bên trong là α = 0.904.

Thang đo năng lực bản thân

Năng lực bản thân tổng thể được đánh giá bằng Thang đo Tự hiệu quả (Schwarzer và Jerusalem, 1995) gồm mười mục (ví dụ:Tôi thường có thể xử lý bất cứ điều gì xảy ra theo cách của tôi.). Những người tham gia trả lời theo thang điểm Likert bốn điểm từ 1 (= không đúng) đến 4 (= không chính xác). Tính nhất quán bên trong là α = 0.860.

Hàng tồn kho Trier cho căng thẳng mãn tính

Chúng tôi đã đo lường mức độ tổn thương do căng thẳng trong những tháng 3 vừa qua với Trier Inventory for Chronic Stress (TICS) của Schulz et al. (2004). Mười hai mặt hàng (ví dụ:Sợ rằng điều gì đó khó chịu sẽ xảy ra.) phải được đánh giá theo thang điểm Likert năm điểm, từ 0 (= không bao giờ) đến 4 (= rất thường xuyên). Tính nhất quán bên trong là α = 0.910.

Các biến số rõ ràng của Thang đo Tự trọng, Thang đo Tự hiệu quả và Kho lưu trữ Trier cho Stress mãn tính đại diện cho các khía cạnh tính cách chiều tiềm ẩn.

Thang đo cô đơn

Chúng tôi đã sử dụng phiên bản ngắn của Thang đo Cô đơn (De Jong Gierveld và Van Tilburg, 2006) để đo cảm giác cô đơn. Bảng câu hỏi này chứa hai tiểu cảnh: cảm xúc cô đơn (ba mục, ví dụ:Tôi trải nghiệm một cảm giác trống rỗng nói chung.) Và cô đơn xã hội/nhận được hỗ trợ xã hội (ba mục, ví dụ:Tôi nhớ có những người xung quanh.). Trong nghiên cứu hiện tại, chúng tôi tập trung vào cô đơn xã hội/nhận được hỗ trợ xã hội. Trong tiểu cảnh này, các mục phải được xếp hạng theo thang điểm Likert năm điểm từ 1 (= không!) Đến 5 (= có!). Thống nhất nội bộ cho cảm xúc cô đơn là α = 0.755 và cho cô đơn xã hội/nhận được hỗ trợ xã hội α = 0.865.

Bảng câu hỏi hỗ trợ xã hội

Chúng tôi đã đo lường sự hỗ trợ xã hội bằng Bảng câu hỏi hỗ trợ xã hội (F-SozU; Fydrich et al., 2009) bao gồm các vật phẩm 14 (ví dụ:Tôi có một người bạn thân luôn sẵn lòng giúp đỡ tôi.), phải được đánh giá theo thang đo Likert năm điểm từ 1 (= không đúng) đến (5 = hoàn toàn đúng). Tính nhất quán bên trong là α = 0.924.

Biến số biểu hiện cho sự cô đơn xã hội của Thang đo Cô đơn và điểm trung bình của Câu hỏi Hỗ trợ Xã hội thể hiện các khía cạnh xã hội tiềm ẩn.

Phân tích thống kê

Các phân tích thống kê được thực hiện bằng SPSS 23.0 cho Windows (Số liệu thống kê SPSS của IBM, đã phát hành 2014). Để kiểm tra mối quan hệ hai biến giữa hai biến, chúng tôi đã tính toán tương quan Pearson. Phân tích nhân tố xác nhận (CFA) và phân tích mô hình phương trình cấu trúc (SEM) được tính toán với Mplus 6 (Muthén và Muthén, 2011). Không có dữ liệu bị thiếu. Chúng tôi đã đánh giá sự phù hợp của mô hình với các tiêu chí tiêu chuẩn: phần dư bình phương căn bậc hai được chuẩn hóa (SRMR; giá trị <0.08 cho biết mức độ phù hợp tốt với dữ liệu), các chỉ số phù hợp so sánh (CFI / TLI; giá trị> 0.90 cho thấy mức độ phù hợp chấp nhận được và> 0.95 với dữ liệu), và sai số trung bình căn bậc hai của phép xấp xỉ (RMSEA; giá trị <0.08 cho thấy một mô hình tốt và 0.08–0.10 là một mô hình phù hợp có thể chấp nhận được) (Hu và Bentler, 1995, 1999). các χ² kiểm tra đã được sử dụng để kiểm tra, nếu dữ liệu xuất phát từ mô hình được xác định. Để đối chiếu các mô hình khác nhau, chúng tôi đã xem xét Tiêu chí Thông tin Bayes (BIC) trong khi các giá trị mười điểm thấp hơn cho thấy sự phù hợp tốt hơn với dữ liệu (Kass và Raftery, 1995). Tất cả các biến có liên quan cho hòa giải được yêu cầu tương quan với nhau (Baron và Kenny, 1986).

Kết quả

Mô tả và tương quan

Điểm trung bình của mẫu trong s-IAT-com và điểm của các bảng câu hỏi được áp dụng và các mối tương quan hai biến có thể được tìm thấy trong Bảng Bảng1.1. So với các điểm số được báo cáo của Pawlikowski et al. (2013) 39 người tham gia (8.04%) cho biết sử dụng có vấn đề nhưng không phải bệnh lý (điểm giới hạn> 30 nhưng ≤37) và 15 người tham gia (3.09%) sử dụng bệnh lý (điểm giới hạn> 37) trong các hoạt động truyền thông trực tuyến.

Thống kê mô tả và mối tương quan bivariate giữa điểm số của Bài kiểm tra Nghiện Internet ngắn và thang điểm áp dụng.

Mô hình phương trình cấu trúc

Mô hình phương trình cấu trúc được đề xuất về biến tiềm ẩn với các triệu chứng ICD (s-IAT-com) là biến phụ thuộc cho thấy sự phù hợp tốt với dữ liệu. RMSEA là 0.060 (p = 0.054), CFI là 0.957, TLI là 0.938 và SRMR là 0.040, BIC là 15072.15. các χ²Có thể là rất quan trọng,² là 174.17 (p <0.001) và χ²/ df là 2.76.

Nhìn chung, 50.8% của phương sai trong các triệu chứng ICD có thể được giải thích bằng mô hình đề xuất (R² = 0.508, p <0.001). Mô hình phương trình kết cấu với các tải trọng nhân tố và trọng số β được trình bày trong Hình Hình22.

Hình 2

Kết quả của mô hình phương trình cấu trúc bao gồm các hệ số tải trên các biến tiềm ẩn được mô tả và các trọng số đi kèm, pgiá trị và phần dư.

Các khía cạnh xã hội của biến tiềm ẩn có ảnh hưởng trực tiếp đến ICD biến tiềm ẩn phụ thuộc trong khi các biến tiềm ẩn khác không có ảnh hưởng trực tiếp (tất cả β's <0.169, tất cả p's> 0.263). Tuy nhiên, cả hai biến trung gian là kỳ vọng sử dụng Internet và khả năng đối phó đều là những yếu tố dự báo quan trọng của ICD. Ngoài ra, các khía cạnh tính cách là một yếu tố dự báo quan trọng để đối phó với trọng số β âm. Tác động gián tiếp từ các khía cạnh tính cách đối với việc đối phó với ICD là đáng kể (β = −0.166, SE = 0.077, p = 0.031). Tác động gián tiếp từ các triệu chứng tâm lý đến các triệu chứng ICD so với các kỳ vọng sử dụng Internet cũng rất đáng kể (β = 0.199, SE = 0.070, p = 0.005). Cả hai kết quả chỉ ra hiệu ứng hòa giải.

Phân tích bổ sung

Để hiểu rõ hơn các cơ chế cơ bản khác của ICD, một số mô hình hoặc bộ phận bổ sung của mô hình đã được thử nghiệm.

Vấn đề đầu tiên chúng tôi đề cập là ảnh hưởng của các khía cạnh xã hội đối với ICD. So với mô hình thực nghiệm của Brand et al. (2014a), các khía cạnh xã hội của biến tiềm ẩn được khái niệm hóa với các biến biểu hiện nhận được hỗ trợ xã hội và biến tiềm ẩn cô đơn xã hội của Thang đo Cô đơn của De Jong Gierveld và Van Tilburg (2006) thay vì tiểu cảnh cảm xúc cô đơn Trong nghiên cứu hiện tại. Khi sử dụng cùng một biến số biểu hiện cho biến tiềm ẩn các khía cạnh xã hội, như được thực hiện trong Brand et al. (2014a), có một mô hình phù hợp chấp nhận được (CFI = 0.955, TLI = 0.936, RMSEA 0.063, SRMR = 0.040, BIC = 15142.03). Tuy nhiên, sự khác biệt giữa mô hình này và mô hình chính của nghiên cứu hiện tại là không có tác động trực tiếp của các khía cạnh xã hội hoặc hiệu ứng hòa giải của các khía cạnh tính cách và ICD bằng cách đối phó. Các biến nhân khẩu học cũng được coi là các biến tiềm năng có thể có ảnh hưởng đến mô hình phương trình cấu trúc. Trước tiên, chúng tôi đã tính toán tương quan bivariate giữa các biến số và tuổi và chỉ tìm thấy mối tương quan với kích thước hiệu ứng thấp (Cohen, 1988) giữa tuổi tác và lòng tự trọng, năng lực bản thân, tính dễ bị tổn thương do căng thẳng, các biến số đối phó và các kỳ vọng sử dụng Internet (rcủa <| 0.212 |). Nhìn chung, các yêu cầu để tích hợp độ tuổi trong mô hình đề xuất đã không được đáp ứng (Baron và Kenny, 1986). Để kiểm soát sự thiên vị giới tính, một so sánh nhóm đã được tính toán với tất cả các biến số và sự khác biệt đáng kể giữa những người tham gia nam và nữ liên quan đến độ nhạy giữa các cá nhân, hiệu quả của bản thân, tính dễ bị tổn thương, sử dụng chất gây nghiện dưới mức và cả hai yếu tố kỳ vọng sử dụng Internet (t = | 0.06et 4.32 |, p = 0.035– <0.001). Sau đó, một mô hình phương trình cấu trúc với sự phân biệt bổ sung theo giới tính sử dụng phân tích cấu trúc trung bình đã được phân tích. Cách tiến hành này thường được sử dụng để so sánh các phương tiện của nhóm (nam với nữ) trên các cấu trúc được đề xuất (Dimitrov, 2006). Các chỉ số phù hợp được chấp nhận (CFI = 0.942, TLI = 0.926, RMSEA 0.066, SRMR = 0.070, BIC = 15179.13). Nhìn chung, chúng tôi đã tìm thấy mối quan hệ tương tự giữa việc đối phó, kỳ vọng sử dụng Internet và ICD cho người tham gia nam và nữ. Đối với phụ nữ, ảnh hưởng trực tiếp từ các khía cạnh xã hội đến ICD là không đáng kể (= −0.148, p = 0.087) cũng không dành cho nam giới (= −0.067, p = 0.661), mặc dù kích thước hiệu ứng cao hơn mô tả. Hiệu quả của các triệu chứng tâm lý đối với ICD qua trung gian các kỳ vọng sử dụng Internet chỉ được tìm thấy ở phụ nữ (β = 0.192, SE = 0.086, p = 0.025). Tuy nhiên, do kích thước mẫu nhỏ cho các mô hình phương trình cấu trúc, các kết quả nên được thảo luận một cách thận trọng. Các mô hình phương trình cấu trúc khác nhau cho mẫu nữ và nam với các hệ số tải và trọng số are được biểu diễn trong hình Hình33.

Hình 3

Kết quả của mô hình phương trình cấu trúc được phân tách cho mẫu nữ và nam bao gồm các hệ số tải trên các biến tiềm ẩn được mô tả và các trọng số đi kèm, pgiá trị và phần dư.

Thảo luận

Thảo luận chung về kết quả

Nghiên cứu hiện tại đã phân tích các cơ chế tiềm ẩn như đặc điểm của một người, phong cách đối phó và thành kiến nhận thức liên quan đến Internet liên quan đến các triệu chứng ICD. Mô hình phương trình cấu trúc được đề xuất dựa trên mô hình lý thuyết về một chứng rối loạn sử dụng Internet cụ thể của Brand et al. (2016) và một mô hình thực nghiệm về nghiện Internet tổng quát của Brand et al. (2014a). Nhìn chung, mô hình với ICD là biến phụ thuộc mang lại sự phù hợp tốt với dữ liệu. Mô hình giả thuyết giải thích 50.8% phương sai của các triệu chứng ICD. Kết quả cho thấy mối quan hệ giữa các đặc điểm của một người và ICD được điều hòa một phần bởi phong cách đối phó và kỳ vọng sử dụng Internet. Hơn nữa, ảnh hưởng trực tiếp của các khía cạnh xã hội như sự cô đơn trong xã hội và sự hỗ trợ của xã hội đối với các triệu chứng ICD đã được tìm thấy.

Đầu tiên, chúng tôi đã tính toán tương quan bivariate giữa tất cả các biến và điểm giao tiếp s-IAT, rất đáng kể. Điều này phù hợp với nghiên cứu trước đây về ICD. Các phát hiện cũng xác nhận giả thuyết, rằng tính dễ bị tổn thương do căng thẳng và hiệu quả của bản thân có tương quan với ICD (lần đầu tiên).

Thứ hai, mô hình phương trình cấu trúc giả thuyết đã được phân tích. Nghiên cứu cho thấy các khía cạnh xã hội đóng vai trò trung tâm trong ICD. Sự cô đơn xã hội cao và sự hỗ trợ xã hội ít nhận thấy đã dự đoán các triệu chứng ICD. Những người nhận thấy mình cô đơn về mặt xã hội và ít được xã hội hỗ trợ sẽ gặp nhiều hậu quả tiêu cực hơn do hành vi giao tiếp trực tuyến của họ, phù hợp với nghiên cứu trước đó (Baker và Oswald, 2010; De Cock và cộng sự, 2013; Omar và Subramanian, 2013; Song và cộng sự, 2014). Các cá nhân đã chọn các ứng dụng giao tiếp trực tuyến làm hoạt động trực tuyến chính của họ dường như thỏa mãn nhu cầu xã hội trực tuyến nhiều hơn trong các tình huống thực tế (Song et al., 2014). Điều này chỉ ra rằng các ứng dụng giao tiếp trực tuyến thực hiện một chức năng xã hội và có thể bù đắp những thiếu hụt trong cuộc sống thực, dường như là một cơ chế thiết yếu cho hành vi giao tiếp có vấn đề (Kim et al., 2009; Yadav và cộng sự, 2013; Hoàng và cộng sự, 2014). Thật thú vị, hiệu ứng này không qua trung gian bằng cách đối phó với các chiến lược hoặc kỳ vọng liên quan đến sự hữu ích của Internet để giải quyết vấn đề hoặc thoát khỏi thực tế. Do đó, sự hài lòng có kinh nghiệm hoặc sự bù đắp của thâm hụt xã hội, dẫn đến việc sử dụng Internet quá mức, mô tả một tác động trực tiếp mà không có tác động của những thiên kiến nhận thức tiếp theo.

Nghiên cứu hiện tại nhằm xác định các hiệu ứng hòa giải và kiểm tra kết quả với các kết quả thực nghiệm trước đây liên quan đến các cơ chế gây nghiện Internet tổng quát (Brand et al., 2014a). Không có tác động trực tiếp hay trung gian của các khía cạnh xã hội đối với chứng nghiện Internet nói chung. Do đó, có thể giả định rằng việc sử dụng gây nghiện của Facebook, WhatsApp hoặc Twitter có liên quan đến thâm hụt thực tế xã hội, như cảm giác cô đơn xã hội và nhận thức được hỗ trợ xã hội ít hơn. Đây không phải là trường hợp lạm dụng Internet nói chung khi không có ứng dụng cụ thể nào được ưa thích. Do đó, việc ưu tiên các ứng dụng giao tiếp trực tuyến là môi trường an toàn, ẩn danh, được kiểm soát để liên lạc có liên quan đến việc ít tích hợp hơn trong các mạng xã hội thực tế, điều này được cho là dẫn đến việc sử dụng sai chức năng.

Nghiên cứu cũng chỉ ra rằng phong cách đối phó rối loạn và kỳ vọng sử dụng Internet là những yếu tố dự báo quan trọng của ICD, phù hợp với các nghiên cứu khác về các yếu tố dự đoán nghiện Internet (Tonioni et al., 2012; Turel và Serenko, 2012; Xu và cộng sự, 2012; Tang và cộng sự, 2013; Thương hiệu và cộng sự, 2014a; Kardefelt-Winther, 2014; Lee và cộng sự, 2015). Các cá nhân có kỳ vọng cao đối với Internet là công cụ hữu ích để đánh lạc hướng khỏi các nhiệm vụ gây phiền nhiễu hoặc trải nghiệm niềm vui cũng như với các chiến lược đối phó rối loạn như từ chối hoặc từ chối hành vi có nguy cơ cao hơn để phát triển một ICD. Sự liên quan của các triệu chứng tâm lý như lo âu xã hội và trầm cảm đối với một ICD được hỗ trợ bởi mô hình đề xuất và tương thích với các nghiên cứu khác về mối quan hệ giữa các khía cạnh tâm lý và sử dụng SNS (De Cock et al., 2013; Panek và cộng sự, 2013; Hồng và cộng sự, 2014; Tỳ kheo 2015; Bodroza và Jovanovic, 2015; Laconi và cộng sự, 2015; Moreau và cộng sự, 2015; Guedes và cộng sự, 2016). Hiệu quả của các triệu chứng tâm lý đối với ICD đã qua trung gian bởi các kỳ vọng sử dụng Internet phù hợp với nghiên cứu của Wegmann et al. (2015). Những người có triệu chứng trầm cảm, lo lắng xã hội và kỳ vọng vào Internet là một công cụ hữu ích để thoát khỏi cảm giác tiêu cực và để thỏa mãn nhu cầu xã hội, có nguy cơ cao phát triển việc sử dụng các dịch vụ truyền thông trực tuyến có vấn đề (Wegmann et al., 2015). Tương tự như các triệu chứng tâm lý, ảnh hưởng của các khía cạnh tính cách như lòng tự trọng, năng lực bản thân và tính dễ bị căng thẳng đối với ICD đã qua trung gian bởi các nhận thức cụ thể, trong trường hợp này là một kiểu đối phó rối loạn. Lòng tự trọng thấp, hiệu quả của bản thân và tính dễ bị tổn thương căng thẳng cao hơn dẫn đến sự từ chối hoặc các vấn đề, sử dụng chất gây nghiện và buông tha hành vi. Những cá nhân này không có chiến lược nào khác để đối phó với lòng tự trọng thấp hoặc cảm giác cô đơn hoặc trầm cảm. Hiệp hội này có thể ảnh hưởng đến các cá nhân lên mạng để thoát khỏi các vấn đề thực tế trong cuộc sống. Nghiên cứu trước đây đã chỉ ra mối quan hệ giữa lòng tự trọng và sở thích giao tiếp trực tuyến (Chak và Leung, 2004; Steinfield và cộng sự, 2008; Panek và cộng sự, 2013; Tỳ kheo 2015; Laconi và cộng sự, 2015; Guedes và cộng sự, 2016). Phù hợp với phương pháp lý thuyết của Brand et al. (2016), người ta cho rằng những cá nhân dễ bị tổn thương và căng thẳng cao hơn liên quan đến sự tự tin của họ kết hợp với các chiến lược đối phó rối loạn / bốc đồng có nhu cầu điều chỉnh tâm trạng cao hơn (Whang et al., 2003; Tonioni và cộng sự, 2014; Thương hiệu và cộng sự, 2016). Sự tương tác giữa các đặc điểm của người này và cách phản ứng của cá nhân trước các tình huống khó khăn có thể dẫn đến việc sử dụng ứng dụng “lựa chọn đầu tiên”, tức là ứng dụng giao tiếp, trong đó cá nhân giao tiếp với người khác. Hành vi này có thể là một chiến lược rất hữu ích khi các cá nhân thảo luận vấn đề của họ với những người khác trực tuyến. Mặt khác, hành vi này có thể có vấn đề nếu các chiến lược giải quyết vấn đề khác bị bỏ qua và bỏ qua liên hệ thực tế, điều này có thể dẫn đến sự cô lập xã hội cao hơn. Kết quả chỉ ra rằng các chiến lược giải quyết vấn đề trong đời thực cũng đóng một vai trò quan trọng trên mạng. Truyền đạt các chiến lược đối phó chức năng, chẳng hạn như đối phó tích cực, dường như là một cơ chế phòng ngừa cần thiết để giảm nguy cơ sử dụng Internet hoặc áp dụng “lựa chọn đầu tiên” như một chiến lược đối phó rối loạn chức năng (Kardefelt-Winther, 2014).

Kiểm soát kết quả sau khi tìm kiếm sai lệch giới tính, chúng tôi đã tìm thấy một số khác biệt trong kết quả cho nam và nữ. Kết quả chỉ tiết lộ rằng việc sử dụng các ứng dụng giao tiếp trực tuyến khi cảm thấy cô đơn hoặc nhận thức về sự hỗ trợ xã hội ít hơn là đặc biệt hơn đối với phụ nữ. Một số khác biệt giữa những người tham gia nam và nữ đối với các rối loạn sử dụng Internet khác nhau hoặc các kiểu sử dụng SNS đã được báo cáo trước đây (Ko et al., 2005; Meerkerk và cộng sự, 2006; Kuss và Griffiths, 2011a; Laconi và cộng sự, 2015). Ang (2017) chẳng hạn, nhấn mạnh rằng phụ nữ có thói quen Internet mạnh hơn có nhiều khả năng tham gia giao tiếp trực tuyến hơn so với người tham gia nam. Sự khác biệt có thể có đối với ICD phải được điều tra trong các nghiên cứu tiếp theo.

Tóm lại, những phát hiện này phù hợp với mô hình lý thuyết về rối loạn sử dụng Internet (Brand et al., 2016) chỉ ra rằng mối quan hệ giữa các đặc điểm của một người và các triệu chứng của rối loạn sử dụng Internet được trung gian bởi nhận thức cụ thể. Ngoài ra, các tác động dàn xếp được tìm thấy trong quá trình nghiên cứu này đã được cho là gây nghiện Internet tổng thể (Brand et al., 2014a) và nghiện cybersex (Laier và Brand, 2014). Tuy nhiên, sự liên quan của các khía cạnh cá nhân như tâm lý, tính cách và các khía cạnh xã hội khác nhau. Trong khi các khía cạnh tính cách và các triệu chứng tâm lý được điều hòa bởi các khía cạnh nhận thức đánh giá nghiện Internet và ICD tổng quát, thì nhận thức xã hội không đóng vai trò trong việc phát triển và duy trì việc lạm dụng Internet một cách khái quát. Trong nghiên cứu hiện tại, các khía cạnh xã hội có ảnh hưởng trực tiếp đến các triệu chứng của ICD.

Do đó, nghiên cứu hiện tại nhấn mạnh các cơ chế hội tụ và phân kỳ của các dạng rối loạn sử dụng Internet khác nhau, như được trình bày bởi Montag et al. (2015), Laconi et al. (2015), Pawlikowski và cộng sự. (2014) và Wang CW và cộng sự. (2015). Mặc dù dường như có sự chồng chéo giữa các cơ chế tiềm năng của việc lạm dụng chung Internet và hành vi giao tiếp trực tuyến, bằng chứng đã được tìm thấy cho phép phân biệt giữa các rối loạn sử dụng Internet cụ thể. Do đó, có thể kết luận rằng nghiện Internet tổng quát và ICD có chung các cơ chế chung nhưng không đồng nghĩa với nhau (Hormes et al., 2015). Một số cuộc điều tra cho thấy bằng chứng ngày càng tăng cho thấy sự tương đồng giữa việc sử dụng quá mức các ứng dụng truyền thông Internet và nghiện hành vi hơn nữa. Những nghiên cứu này minh họa sự liên quan của các cơ chế gia cố cũng như bằng chứng cho một số tiêu chí chẩn đoán, trong đó nhấn mạnh đến cấu trúc riêng của một ICD (Kuss và Griffiths, 2011b; Andreassen và Pallesen, 2014; Hormes và cộng sự, 2015).

Một kết luận chính là mô hình lý thuyết về rối loạn sử dụng Internet (Brand et al., 2014b) có thể được chuyển sang ICD, tương tự như trường hợp nghiện cybersex (Laier và Brand, 2014). Việc sửa đổi mô hình lý thuyết này thành một rối loạn sử dụng Internet cụ thể, trong đó nhấn mạnh việc sử dụng các ứng dụng cụ thể, được ưu tiên, có thể tạo điều kiện cho việc hiểu các cơ chế riêng lẻ. Mô hình sửa đổi cho ICD nên tập trung vào vai trò của các khía cạnh xã hội và giả định rằng những người có thâm hụt xã hội được nhận thức sử dụng các ứng dụng giao tiếp trực tuyến để bù đắp trực tiếp những thâm hụt này. Điều này trái ngược với các đặc điểm của người khác, được điều chỉnh bởi các nhận thức cụ thể. Ngoài ra, mô hình thực nghiệm của nghiên cứu hiện tại nên được kiểm soát đối với các dạng khác như rối loạn chơi game trên Internet, rối loạn sử dụng nội dung khiêu dâm trên Internet hoặc hành vi mua hàng trực tuyến bệnh lý. Đối với chứng rối loạn chơi game trên Internet, các cá nhân cũng có thể sử dụng chức năng này để giao tiếp trực tuyến và giữ liên lạc với những người chơi khác khi chơi game. Do đó, trong trường hợp này, vai trò tiềm tàng của các khía cạnh xã hội cũng cần được thảo luận.

Hạn chế

Cuối cùng, có một số hạn chế được đề cập. Đầu tiên, nghiên cứu dựa trên một khảo sát trực tuyến trong một mẫu phi lâm sàng. Mặc dù dữ liệu đã được kiểm soát và loại bỏ cẩn thận những người tham gia, đã trả lời các câu hỏi trong một thời gian quá dài hoặc ngắn, chúng tôi không thể loại trừ sự thiên vị tiềm năng trong dữ liệu do mối quan hệ giữa môi trường trực tuyến của khảo sát và nội dung của nó. Thứ hai, COPE ngắn gọn của Carver (1997) cho thấy độ tin cậy thấp, vẫn tương đương với các nghiên cứu trước đây (Carver, 1997; Thương hiệu và cộng sự, 2014a). Tuy nhiên, các nghiên cứu trong tương lai nên xem xét sử dụng một bảng câu hỏi khác hoặc kiểm soát dữ liệu và các phạm vi con liên quan đến độ tin cậy của chúng. Tuy nhiên, chúng tôi đã sử dụng các phạm vi con này để mô hình hóa đối phó như kích thước tiềm ẩn, điều đó có nghĩa là các hiệu ứng trong mô hình phương trình cấu trúc không có lỗi đo lường, mặc dù độ tin cậy của các thang đo đơn lẻ đối phó là không tối ưu. Liên quan đến các cuộc thảo luận về sai lệch phương pháp phổ biến, một điểm mạnh của nghiên cứu hiện tại là tính không đồng nhất của thang đo Likert. Podsakoff và cộng sự. (2003) nhấn mạnh rằng việc sử dụng các định dạng tỷ lệ phổ biến sẽ đề cập đến cộng hưởng nhân tạo. Họ khuyến nghị sử dụng các thang đo và cấu trúc khác nhau để tăng cường phương sai và giảm độ lệch phương thức chung. Thứ ba, trong nghiên cứu hiện tại, thuật ngữ ứng dụng giao tiếp Internet trực tuyến, hay ứng dụng truyền thông trực tuyến, trực tuyến, đã được sử dụng. Vì thuật ngữ này bao gồm một loạt các công nghệ khác nhau, ảnh hưởng của các công nghệ khác nhau có thể được đề cập trong nghiên cứu tiếp theo. Tuy nhiên, để hạn chế vấn đề này, tất cả những người tham gia nghiên cứu đã được đưa ra một định nghĩa rõ ràng, về thuật ngữ ứng dụng truyền thông Internet Internet. Ngoài ra, các biến như tự hiệu quả có thể được chỉ định cho các biến phụ thuộc và các cơ chế cơ bản, cho ví dụ sử dụng Internet tự hiệu quả hoặc tự hiệu quả đối với các ứng dụng truyền thông trực tuyến khác nhau này.

Nghiên cứu trong tương lai

Nghiên cứu trong tương lai nên điều tra các cơ chế hội tụ và phân kỳ trực tiếp của các loại rối loạn sử dụng Internet khác nhau. Trong nghiên cứu hiện tại, một mô hình phương trình cấu trúc đã được sử dụng và kết quả được so sánh với các kết quả thực nghiệm khác trong tài liệu. Tuy nhiên, so sánh trực tiếp theo kinh nghiệm sẽ mở rộng kiến thức của chúng tôi về những đóng góp khác nhau của các khía cạnh xã hội trong việc phát triển và duy trì các loại rối loạn sử dụng Internet khác nhau.

Sự đóng góp của tác giả

EW: Đã viết bản thảo đầu tiên của bài báo, giám sát việc chuẩn bị bản thảo và đóng góp công việc trí tuệ và thực tế cho bản thảo; MB: Chỉnh sửa bản nháp, sửa đổi nó một cách nghiêm túc, và đóng góp về mặt trí tuệ và thực tế cho bản thảo. Cả hai tác giả cuối cùng đã phê duyệt bản thảo. Cả hai tác giả đều chịu trách nhiệm cho tất cả các khía cạnh của tác phẩm.

Xung đột về tuyên bố lãi suất

Các tác giả tuyên bố rằng nghiên cứu được thực hiện trong trường hợp không có bất kỳ mối quan hệ thương mại hoặc tài chính nào có thể được hiểu là xung đột lợi ích tiềm năng.

dự án

Hiệp hội Tâm thần Hoa Kỳ (2013). Cẩm nang Chẩn đoán và Thống kê Rối loạn Tâm thần, 5th Edn. Washington DC: Nhà xuất bản Tâm thần Hoa Kỳ.
Amichai-Hamburger Y., Vinitzky G. (2010). Sử dụng mạng xã hội và tính cách. Tính toán. Hum. Hành vi. 26, 1289 lên 1295. 10.1016 / j.chb.2010.03.018 [Cross Ref]
Andreassen CS, Pallesen S. (2014). Nghiện trang mạng xã hội: một đánh giá toàn diện. Curr. Dược phẩm Des. 20, 4053 lên 4061. 10.2174 / 13816128113199990616 [PubMed] [Cross Ref]
Ang C.-S. (2017). Sức mạnh thói quen Internet và giao tiếp trực tuyến: khám phá sự khác biệt giới tính. Tính toán. Hum. Hành vi. 66, 1 lên 6. 10.1016 / j.chb.2016.09.028 [Cross Ref]
Baker LR, Oswald DL (2010). Nhút nhát và các dịch vụ mạng xã hội trực tuyến. J. Sóc. Người. Relat. 27, 873 lên 889. 10.1177 / 0265407510375261 [Cross Ref]
Nam tước RM, Kenny DA (1986). Người điều hành trung gian phân biệt biến trung gian trong nghiên cứu tâm lý xã hội: cân nhắc về khái niệm, chiến lược và thống kê. J. Ba. Sóc. Thần kinh. 51, 1173 lên 1182. 10.1037 / 0022-3514.51.6.1173 [PubMed] [Cross Ref]
Bhagat S. (2015). Facebook có phải là hành tinh của những cá nhân cô đơn? Một đánh giá về văn học. Nội bộ J. Ấn Độ. Thần kinh. 3, 5 lên 9.
Bodroza B., Jovanovic T. (2015). Xác thực thang đo mới để đo lường hành vi của người dùng Facebook: các khía cạnh tâm lý xã hội của việc sử dụng Facebook (PSAFU). Tính toán. Hum. Hành vi. 54, 425 lên 435. 10.1016 / j.chb.2015.07.032 [Cross Ref]
Thương hiệu M., Laier C., KS trẻ (2014a). Nghiện Internet: phong cách đối phó, kỳ vọng và ý nghĩa điều trị. Trước mặt. Thần kinh. 5: 1256. 10.3389 / fpsyg.2014.01256 [Bài viết miễn phí của PMC] [PubMed] [Cross Ref]
Thương hiệu M., KS trẻ, Laier C. (2014b). Kiểm soát trước và nghiện Internet: một mô hình lý thuyết và xem xét các kết quả nghiên cứu về thần kinh và thần kinh. Trước mặt. Hành vi. Thần kinh. 8: 375. 10.3389 / fnhum.2014.00375 [Bài viết miễn phí của PMC] [PubMed] [Cross Ref]
Thương hiệu M., Young KS, Laier C., Wölfling K., Potenza MN (2016). Tích hợp các cân nhắc về tâm lý và sinh học thần kinh liên quan đến việc phát triển và duy trì các rối loạn sử dụng Internet cụ thể: mô hình Tương tác của Người thực hiện-Nhận thức-Nhận thức-Thực thi (I-PACE). Thần kinh. Biobehav. Rev. 71, 252 XN XNX. 266 / j.neubiorev.10.1016 [PubMed] [Cross Ref]
Carr CT, Hayes RA (2015). Phương tiện truyền thông xã hội: xác định, phát triển và bói toán. Atl. J. Cộng đồng. 23, 46 lên 65. 10.1080 / 15456870.2015.972282 [Cross Ref]
Carver CS (1997). Bạn muốn đo lường khả năng đối phó nhưng giao thức của bạn quá dài: hãy xem xét COPE tóm tắt. Int. J. Behav. Med. 4, 92–100. 10.1207 / s15327558ijbm0401_6 [PubMed] [Cross Ref]
Casale S., Fioravanti G., Flett GL, Hewitt PL (2015). Phong cách tự trình bày và sử dụng có vấn đề các dịch vụ giao tiếp Internet: vai trò của mối quan tâm đối với việc hiển thị hành vi không hoàn hảo. Người. Vô cảm. Khác biệt. 76, 187 lên 192. 10.1016 / j.paid.2014.12.021 [Cross Ref]
Chak K., Leung L. (2004). Nhút nhát và kiểm soát như là yếu tố dự báo nghiện Internet và sử dụng Internet. Cyberpsychol. Hành vi. 7, 559 lên 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). So sánh các yếu tố rủi ro và bảo vệ liên quan đến nghiện điện thoại thông minh và nghiện Internet. J. Hành vi. Con nghiện. 4, 308 lên 314. 10.1556 / 2006.4.2015.043 [Bài viết miễn phí của PMC] [PubMed] [Cross Ref]
Cohen J. (1988). Phân tích sức mạnh thống kê cho các khoa học hành vi. Hillsdale, NJ: Erlbaum.
Collani G., Herzberg PY (2003). Eine revidierte Fassung der deutschsprachigen Skala zum Selbstwertgefühl von Rosenberg. Zeitschri. Khác biệt Chẩn đoán. Thần kinh. 24, 3 lên 7. 10.1024 / 0170-1789.24.1.3 [Cross Ref]
Davis RA (2001). Một mô hình nhận thức hành vi của việc sử dụng Internet bệnh lý. Tính toán. Hum. Hành vi. 17, 187 lên 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). Sử dụng bắt buộc các trang mạng xã hội ở Bỉ: tỷ lệ lưu hành, hồ sơ và vai trò của thái độ đối với công việc và trường học. Cyberpsychol. Hành vi. Sóc. Đi đường. 17, 166 lên 171. 10.1089 / cyber.2013.0029 [PubMed] [Cross Ref]
De Jong Gierveld J., Van Tilburg TG (2006). Một thang đo vật phẩm 6 cho sự cô đơn tổng thể, cảm xúc và xã hội: kiểm tra xác nhận trên dữ liệu khảo sát. Độ phân giải Lão hóa 28, 582 lên 598. 10.1177 / 0164027506289723 [Cross Ref]
Derogatis LR (1993). BSI: Kiểm kê triệu chứng ngắn gọn (Hướng dẫn sử dụng). Minneapolis: Hệ thống máy tính quốc gia.
Dimitrov DM (2006). So sánh các nhóm về các biến tiềm ẩn: một phương pháp mô hình hóa phương trình cấu trúc. Làm việc 26, 429 lên 436. [PubMed]
Floros G., Siomos K. (2013). Mối quan hệ giữa nuôi dạy con cái tối ưu, nghiện Internet và động cơ cho mạng xã hội ở tuổi vị thành niên. Tâm thần học Res. 209, 529 lên 534. 10.1016 / j.psychres.2013.01.010 [PubMed] [Cross Ref]
Franke GH (2000). Tóm tắt triệu chứng Invertory von LR Derogatis (Kurzform der SCL-90-R) - Phiên bản Deutsche. Göttingen: Thử nghiệm Beltz GmbH.
Fydrich T., Sommer G., Tydecks S., Brähler E. (2009). Fragebogen zur sozialen Unterstützung (F-SozU): Normierung der Kurzform (K-14) [Câu hỏi hỗ trợ xã hội (F-SozU): tiêu chuẩn hóa dạng ngắn (K-14). Zeitschri. Med. Thần kinh. 18, 43 lên 48.
Gangadharbatla H. (2008). Facebook tôi: lòng tự trọng tập thể, nhu cầu được thuộc về và hiệu quả của bản thân trên Internet là những yếu tố dự báo thái độ của iGeneration đối với các trang mạng xã hội. J. Tương tác. Quảng cáo. 8, 5–15. 10.1080 / 15252019.2008.10722138 [Cross Ref]
MD của Griffiths (2000). Có nghiện Internet và máy tính không? Một số bằng chứng nghiên cứu trường hợp. Cyberpsychol. Hành vi. 3, 211 lên 218. 10.1089 / 109493100316067 [Cross Ref]
Griffiths MD, Kuss DJ, Demetrovics Z. (2014). Nghiện mạng xã hội: tổng quan về những phát hiện ban đầu, trong Nghiện hành vi, biên tập Feder K., Rosenberg P., Curtiss L., biên tập viên. (San Diego, CA: Nhà xuất bản học thuật;), 119 tầm 141.
Guedes E., Nardi AE, Guimarães FMCL, Machado S., King ALS (2016). Mạng xã hội, một chứng nghiện trực tuyến mới: đánh giá về Facebook và các rối loạn nghiện khác. Med. Vượt trội 3, 1 lên 6. 10.5935 / Medicalexpress.2016.01.01 [Cross Ref]
Hardie E., Tee MY (2007). Sử dụng Internet quá mức: vai trò của tính cách, sự cô đơn và các mạng lưới hỗ trợ xã hội trong nghiện Internet. Áo. J. Nổi lên. Công nghệ. Sóc. 5, 34 lên 47.
Hồng F.-Y., Huang D.-H., Lin H.-Y., Chiu S.-L. (2014). Phân tích các đặc điểm tâm lý, sử dụng Facebook và mô hình nghiện Facebook của sinh viên đại học Đài Loan. Telemat. Thông báo. 31, 597 lên 606. 10.1016 / j.tele.2014.01.001 [Cross Ref]
Hormes JM, Kearns B., Timko CA (2015). Thèm Facebook? Nghiện hành vi với mạng xã hội trực tuyến và mối liên hệ của nó với thâm hụt điều tiết cảm xúc. Nghiện 109, 2079 XN XNX. 2088 / add.10.1111 [PubMed] [Cross Ref]
Hu L., Bentler PM (1995). Đánh giá sự phù hợp của mô hình, trong các vấn đề và ứng dụng mô hình hóa phương trình cấu trúc, ed Hoyle RH, biên tập viên. (Luân Đôn: Sage Publications Inc.), 76 tầm 99.
Hu L., Bentler PM (1999). Tiêu chí cắt cho các chỉ số phù hợp trong phân tích cấu trúc hiệp phương sai: tiêu chí thông thường so với các lựa chọn thay thế mới. Cấu trúc. Bằng. Mô hình hóa 6, 1 lên 55. 10.1080 / 10705519909540118 [Cross Ref]
Hoàng L.-Y., Hsieh Y.-J., Wu Y.-CJ (2014). Sự hài lòng và sử dụng dịch vụ mạng xã hội: vai trò trung gian của trải nghiệm trực tuyến. Thông báo. Quản lý. 51, 774 lên 782. 10.1016 / j.im.2014.05.004 [Cross Ref]
Jelenchick LA, Eickhoff JC, Moreno MA (2013). Căng thẳng Facebook trầm cảm? Cộng đồng mạng xã hội sử dụng và trầm cảm ở thanh thiếu niên lớn tuổi. J. Vị thành niên. Sức khỏe 52, 128 lên 130. 10.1016 / j.jadohealth.2012.05.008 [PubMed] [Cross Ref]
Jin B. (2013). Làm thế nào những người cô đơn sử dụng và nhận thức Facebook. Tính toán. Hum. Hành vi. 29, 2463 lên 2470. 10.1016 / j.chb.2013.05.034 [Cross Ref]
Kardefelt-Winther D. (2014). Một phê bình về khái niệm và phương pháp nghiên cứu nghiện Internet: hướng tới một mô hình sử dụng Internet bù. Tính toán. Hum. Hành vi. 31, 351 lên 354. 10.1016 / j.chb.2013.10.059 [Cross Ref]
Kass RE, Raftery AE (1995). Yếu tố Bayes. Mứt. Thống kê PGS. 90, 773 lên 795. 10.1080 / 01621459.1995.10476572 [Cross Ref]
Kim J., LaRose R., Bành W. (2009). Cô đơn là nguyên nhân và ảnh hưởng của việc sử dụng Internet có vấn đề: sự thực tế giữa việc sử dụng Internet và tâm lý thoải mái. Cyberpsychol. Hành vi. 12, 451 lên 455. 10.1089 / cpb.2008.0327 [PubMed] [Cross Ref]
Knoll N., Rieckmann N., Schwarzer R. (2005). Đối phó như một trung gian hòa giải giữa tính cách và kết quả căng thẳng: một nghiên cứu dài hạn với bệnh nhân phẫu thuật đục thủy tinh thể. Á Âu J. Ba. 19, 229 lên 247. 10.1002 / per.546 [Cross Ref]
Ko CH, Yen JY, Chen CC, Chen SH, Yen CF (2005). Sự khác biệt về giới tính và các yếu tố liên quan ảnh hưởng đến nghiện chơi game trực tuyến trong thanh thiếu niên Đài Loan. J. Thần kinh. Gặp. Dis. 193, 273 lên 277. 10.1097 / 01.nmd.0000158373.85150.57 [PubMed] [Cross Ref]
Krämer NC, Mùa đông S. (2008). Mối quan hệ của lòng tự trọng, thái quá, hiệu quả và tự thể hiện trong các trang web mạng xã hội. J. Truyền thông. Thần kinh. 20, 106 lên 116. 10.1027 / 1864-1105.20.3.106 [Cross Ref]
Kuss DJ, Griffiths MD (2011a). Nghiện chơi game trên Internet: một đánh giá có hệ thống về nghiên cứu thực nghiệm. Nội bộ J. Ment. Nghiện sức khỏe. 10, 278 lên 296. 10.1007 / s11469-011-9318-5 [Cross Ref]
Kuss DJ, Griffiths MD (2011b). Mạng xã hội trực tuyến và nghiện: một đánh giá của văn học tâm lý. Nội bộ J. Môi trường. Độ phân giải Y tế công cộng 8, 3528 lên 3552. 10.3390 / ijerph8093528 [Bài viết miễn phí của PMC] [PubMed] [Cross Ref]
Laconi S., Tricard N., Chabrol H. (2015). Sự khác biệt giữa người dùng Internet có vấn đề cụ thể và tổng quát theo giới tính, tuổi tác, thời gian sử dụng trực tuyến và các triệu chứng tâm lý. Tính toán. Hum. Hành vi. 48, 236 lên 244. 10.1016 / j.chb.2015.02.006 [Cross Ref]
Laier C., Nhãn hiệu M. (2014). Bằng chứng thực nghiệm và những cân nhắc lý thuyết về các yếu tố góp phần gây nghiện cybersex từ quan điểm nhận thức - hành vi. Tình dục. Con nghiện. Bắt buộc 21, 305 XN XNX. 321 / 10.1080 [Cross Ref]
Lee Y.-H., Ko C.-H., Chou C. (2015). Tái khám nghiện Internet của sinh viên Đài Loan: so sánh cắt ngang về kỳ vọng của sinh viên, chơi game trực tuyến và tương tác xã hội trực tuyến. J. Abnorm. Psychol con. 43, 589–599. 10.1007 / s10802-014-9915-4 [PubMed] [Cross Ref]
Meerkerk G., Van Den Eijnden RJJM, Garretsen HFL (2006). Dự đoán việc sử dụng Internet bắt buộc: tất cả là về tình dục! 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). Có ý nghĩa để phân biệt giữa nghiện Internet tổng quát và cụ thể? Bằng chứng từ một nghiên cứu đa văn hóa từ Đức, Thụy Điển, Đài Loan và Trung Quốc. Châu Á Pac. Tâm thần 7, 20 tầm 26. 10.1111 / appy.12122 [PubMed] [Cross Ref]
Moreau A., Laconi S., Delfour M., Chabrol H. (2015). Hồ sơ tâm lý của người dùng Facebook vị thành niên và thanh niên có vấn đề. Tính toán. Hum. Hành vi. 44, 64 lên 69. 10.1016 / j.chb.2014.11.045 [Cross Ref]
Muthén L., Muthén B. (2011). MÙA MPlus (Los Angeles, CA: Muthén và Muthén;).
Neubaum G., Krämer NC (2015). Bạn bè của tôi ngay bên cạnh tôi: một cuộc điều tra trong phòng thí nghiệm về những người dự đoán và hậu quả của việc trải nghiệm sự gần gũi xã hội trên các trang mạng xã hội. Cyberpsychol. Hành vi. Sóc. Đi đường. 18, 443 lên 449. 10.1089 / cyber.2014.0613 [PubMed] [Cross Ref]
Omar B., Subramanian K. (2013). Nghiện Facebook: kiểm tra vai trò của các đặc điểm tính cách, soughts hài lòng và tiếp xúc với Facebook trong giới trẻ. J. Truyền thông Cộng đồng. Nghiên cứu. 1, 54 lên 65. 10.5176 / 2335-6618_1.1.6 [Cross Ref]
Panek ET, Nardis Y., Konrath S. (2013). Gương hay loa?: Mối quan hệ giữa tự ái và trang mạng xã hội sử dụng khác nhau như thế nào trên Facebook và Twitter. Tính toán. Hum. Hành vi. 29, 2004 lên 2012. 10.1016 / j.chb.2013.04.012 [Cross Ref]
Pawlikowski M., Altstötter-Gleich C., Thương hiệu M. (2013). Tính xác thực và tính chất đo lường tâm lý của một phiên bản ngắn của bài kiểm tra nghiện Internet của Young. Tính toán. Hừ! Behav. 29, 1212–1223. 10.1016 / j.chb.2012.10.014 [Cross Ref]
Pawlikowski M., Nader IW, Burger C., Biermann I., Stieger S., Nhãn hiệu M. (2014). Sử dụng Internet bệnh lý - Đây là một cấu trúc đa chiều và không phải là một chiều. Con nghiện. Độ phân giải Lý thuyết 22, 166 XN 175. 10.3109 / 16066359.2013.793313 [Cross Ref]
Podsakoff PM, Mackenzie SB, Lee J.-Y., NP Podsakoff (2003). Sai lệch phương pháp phổ biến trong reserach hành vi: đánh giá phê bình về văn học và các biện pháp khắc phục được đề xuất. J. Appl. Thần kinh. 88, 879 lên 903. 10.1037 / 0021-9010.88.5.879 [PubMed] [Cross Ref]
Rosenberg M. (1965). Xã hội và hình ảnh bản thân vị thành niên. Princeton, NJ: Nhà xuất bản Đại học Princeton.
Rumpf H.-J., Meyer C., Kreuzer A., John U. (2011). Prävalenz der Internetabhängigkeit. Bericht an das Bundes Manageerium für Gesundheit. Có sẵn trực tuyến tại: http://www.drogenbeauftragte.de/fileadmin/dateien-dba/DrogenundSucht/Computerspiele_Internetsucht/Downloads/PINTA-Bericht-Endfassung_280611.pdf (Truy cập tháng 3 30, 2015).
Ryan T., Chester A., Reece J., Xenos S. (2014). Việc sử dụng và lạm dụng Facebook: đánh giá nghiện Facebook. J. Hành vi. Con nghiện. 3, 133 lên 148. 10.1556 / JBA.3.2014.016 [Bài viết miễn phí của PMC] [PubMed] [Cross Ref]
Ryan T., Xenos S. (2011). Ai sử dụng Facebook? Một cuộc điều tra về mối quan hệ giữa Ngũ đại, sự nhút nhát, tự ái, cô đơn và sử dụng Facebook. Tính toán. Hum. Hành vi. 27, 1658 lên 1664. 10.1016 / j.chb.2011.02.004 [Cross Ref]
Schulz P., Schlotz W., Becker P. (2004). Trierer Inventar zum Chronischen Stress (TICS). Gotttt: Hogrefe.
Schwarzer R., Jerusalem M. (1995). Thang đo hiệu quả bản thân tổng quát, trong Các biện pháp trong tâm lý sức khỏe: Danh mục đầu tư của người dùng. Niềm tin Nhân quả và Kiểm soát, do Weinman J., Wright S., Johnston M. biên tập. (Windsor: NFER-NELSON;), 35–37.
Song H., Zmyslinski-Seelig A., Kim J., Tiến sĩ A., Victor A., Omori K., et al. (2014). Facebook có làm bạn cô đơn không?: Một phân tích tổng hợp. Tính toán. Hum. Hành vi. 36, 446 lên 452. 10.1016 / j.chb.2014.04.011 [Cross Ref]
Steinfield C., Ellison NB, Lampe C. (2008). Vốn xã hội, lòng tự trọng và sử dụng các trang web mạng xã hội trực tuyến: một phân tích theo chiều dọc. J. Appl. Nhà phát triển Thần kinh. 29, 434 lên 445. 10.1016 / j.appdev.2008.07.002 [Cross Ref]
Tang J., Yu Y., Du Y., Ma Y., Zhang D., Wang J. (2013). Tỷ lệ nghiện Internet và mối liên hệ của nó với các sự kiện cuộc sống căng thẳng và các triệu chứng tâm lý ở người dùng internet vị thành niên. Con nghiện. Behav, 39 744 XN 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). Nghiện Internet: hàng giờ trực tuyến, hành vi và các triệu chứng tâm lý. Tướng Hosp. Tâm thần học 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). Có phải nghiện Internet là một tình trạng tâm lý khác biệt với cờ bạc bệnh lý? Con nghiện. Hành vi. 39, 1052 lên 1056. 10.1016 / j.addbeh.2014.02.016 [PubMed] [Cross Ref]
Turel O., Serenko A. (2012). Những lợi ích và nguy hiểm của việc hưởng thụ với các trang web mạng xã hội. Á Âu J. Inf. Hệ thống. 21, 512 lên 528. 10.1057 / ejis.2012.1 [Cross Ref]
Wang CW, Ho RT, Chan CL, Tạ Đình Phong (2015). Khám phá đặc điểm tính cách của thanh thiếu niên Trung Quốc với các hành vi gây nghiện liên quan đến Internet: đặc điểm khác biệt đối với nghiện chơi game và nghiện mạng xã hội. Con nghiện. Hành vi. 42, 32 lên 35. 10.1016 / j.addbeh.2014.10.039 [PubMed] [Cross Ref]
Wang J.-L., Jackson LA, Wang H.-Z., Gaskin J. (2015). Dự đoán sử dụng trang web mạng xã hội (SNS): tính cách, thái độ, động lực và hiệu quả của Internet. Người. Ấn Độ 80, 119 lên 124. 10.1016 / j.paid.2015.02.016 [Cross Ref]
Wegmann E., Stodt B., Nhãn hiệu M. (2015). Việc sử dụng gây nghiện các trang web mạng xã hội có thể được giải thích bằng sự tương tác của các kỳ vọng sử dụng Internet, kiến thức Internet và các triệu chứng tâm lý. J. Hành vi. Con nghiện. 4, 155 lên 162. 10.1556 / 2006.4.2015.021 [Bài viết miễn phí của PMC] [PubMed] [Cross Ref]
Whang LS, Lee S., Chang G. (2003). Hồ sơ tâm lý của người sử dụng Internet quá mức: phân tích lấy mẫu hành vi về chứng nghiện Internet. Cyberpsychol. Behav. 6, 143–150. 10.1089 / 109493103321640338 [PubMed] [Cross Ref]
Wu AMS, Cheung VI, Ku L., Hung EPW (2013). Yếu tố nguy cơ tâm lý nghiện nghiện các trang mạng xã hội trong số người dùng điện thoại thông minh Trung Quốc. J. Hành vi. Con nghiện. 2, 160 lên 166. 10.1556 / JBA.2.2013.006 [Bài viết miễn phí của PMC] [PubMed] [Cross Ref]
Xu ZC, Turel O., Yuan YF (2012). Nghiện game trực tuyến trong thanh thiếu niên: động lực và yếu tố phòng ngừa. Á Âu J. Inf. Hệ thống. 21, 321 lên 340. 10.1057 / ejis.2011.56 [Cross Ref]
Yadav P., Banwari G., Parmar C., Maniar R. (2013). Nghiện Internet và mối tương quan của nó giữa các học sinh trung học: một nghiên cứu sơ bộ từ Ahmedabad, Ấn Độ. Châu Á. J. Tâm thần học. 6, 500 lên 505. 10.1016 / j.ajp.2013.06.004 [PubMed] [Cross Ref]
KS trẻ (1998). Bị bắt trên mạng: Cách Nhận biết Dấu hiệu Nghiện Internet - và Chiến lược Phục hồi Chiến thắng. New York, NY: John Wiley và Sons, Inc.
Young K., Pistner M., O'Mara J., Buchanan J. (1999). Rối loạn mạng: mối quan tâm về sức khỏe tâm thần trong thiên niên kỷ mới. Cyberpsychol. Behav. 2, 475–479. 10.1089 / cpb.1999.2.475 [PubMed] [Cross Ref]