Psychiatrie BMC. 2016; 16: 132.
Publikováno online 2016 May 10. doi: 10.1186/s12888-016-0836-3
PMCID: PMC4862221
Abstraktní
Pozadí
7-položka Game Addiction Scale (GAS) se používá k obrazovce pro návykové použití hry. U dospělých vzorků je nutná křížová lingvistická validace i validace ve francouzštině a němčině. Cílem studie je posoudit faktoriální strukturu francouzské a německé verze GAS mezi dospělými.
Metody
Dva vzorky mužů z francouzštiny (N = 3318) a němčině (N = 2665) jazykové oblasti Švýcarska byly hodnoceny pomocí GAS, Major Depression Inventory (MDI), Brief Sensation Seeking Scale a Zuckerman-Kuhlman Personality Questionnaire (ZKPQ-50-cc). Rovněž byly posouzeny z hlediska užívání konopí a alkoholu.
výsledky
Vnitřní konzistence stupnice byla uspokojivá (Cronbach α = 0.85). V obou vzorcích byl nalezen jednofaktorový roztok. Byly nalezeny malé a pozitivní asociace mezi skóre GAS a MDI, jakož i subkary Neuroticismus-Úzkost a Agrese-nepřátelství ZKPQ-50-cc. Byla nalezena malá negativní asociace s dílčím měřítkem ZKPQ-50-cc Sociability.
Proč investovat do čističky vzduchu?
GAS ve francouzské a německé verzi je vhodný pro hodnocení závislosti na hře u dospělých.
Elektronický doplňkový materiál
Online verze tohoto článku (dva: 10.1186 / s12888-016-0836-3) obsahuje dodatečný materiál, který je k dispozici oprávněným uživatelům.
Pozadí
Rozšíření internetu přináší řadu výhod, včetně využití pro komerční, sociální, psychologické, akademické a lékařské účely [1-9]. Byly však vzneseny vážné obavy týkající se možných závislostí na internetu a hraní na internetu [10-15]. Zejména online hry získaly pozornost kvůli možným odkazům na návykové vzorce použití v podskupině uživatelů [16-18]. Řada studií uvedla důležité souvislosti mezi závislostmi na internetu nebo hře a psychiatrickými konstrukcemi nebo poruchami [19], například deprese [20-22], úzkostné poruchy [22, 23], porucha pozornosti [21, 24], osamělost [25-27], introversion, neuroticismus, impulzivita [17, 18, 26, 28-31] a poruchy návykových látek [32]. Nadměrné používání internetu bylo navíc spojeno s rodinnými a sociálními problémy [33, 34].
Porucha internetového hraní “(IGD) [35] byla zavedena v sekci 3 DSM-5 jako stav vyžadující více klinického výzkumu a zkušeností, než by mohla být považována za formální poruchu. DSM-5 navrhuje, že IGD může odkazovat na trvalé a opakující se používání internetových her spojených s nouzí nebo poruchou v minimálním období 12.
Bylo běžně hlášeno, že příznaky poruchy internetového hraní zahrnují přetrvávající starosti s hraním na internetu, potíže s ovládáním nebo zkrácením času stráveného na hrách, negativní důsledky ztráty kontroly (klamání ostatních, konflikt, sociální izolace a únava, ztracený vztah nebo příležitosti) ), ztráta zájmu o jiné činnosti, používání internetových her k úniku nebo zmírnění dysphorické nálady, stažení a tolerance [36-38].
Od vzniku koncepce závislosti na internetu [39] a Internet Gaming Disorder, byla vyvinuta řada psychometrických opatření [37, 39-43]. 7-položka Game Addiction Scale (GAS) je jedním z takových krátkých opatření. Tato stupnice byla konkrétně vyvinuta Lemmensem et al. posoudit hraní mezi adolescenty [44] a byl koncepčně založen na kritériích pro patologické hazardní hry ve čtvrtém vydání DSM (DSM-IV). Každému bodu v GAS předchází prohlášení „Během posledních šesti měsíců, jak často…“ a je hodnocen na stupnici Xertum Likert (5 = nikdy, 1 = zřídka, 2 = někdy, 3 = často a 4 = velmi často). Lemmens a kol. [44] navrhl dva formáty pro posouzení přítomnosti závislosti na hře: monotetický formát (všechny položky bodující nad 3) a polythetický formát (alespoň polovina položek bodujících 3 nebo vyšší). Předpokládal, že monotetický formát povede k lepšímu odhadu prevalence závislosti, než by polythetický formát [44].
Byly nalezeny dobré korelace mezi skóre GAS a týdenním časem stráveným ve hrách. Skóre byla dále korelována s řadou konstrukcí dříve spojených se závislostmi na hře, jako je nižší životní spokojenost, nižší sociální kompetence, vyšší osamělost a vyšší agrese [44]. Vyšší skóre GAS bylo spojeno s předpojatostí pozornosti a dalšími chybami v inhibici odezvy související s narážkami hry [45]. Tato zjištění jsou v souladu s četnými studiemi spojujícími impulzivitu a specifickou reaktivitu narážky s jinými návykovými chování [46-48], Závislost na internetu [17, 29] nebo poruchy související s hazardními hrami [49]. Faktorové analýzy ukázaly, že GAS byl jednorozměrný [44, 50]. Ve srovnání s jinými měřítky má GAS lepší pokrytí kritérií IGD v DSM-5 [35] (viz také tabulka 1).
Překvapivě nebyly mezi mladými dospělými uváděny psychometrické charakteristiky stupnice, a to navzdory širokému šíření her v této populaci [16], zejména mezi mladými muži [25].
Hlavním cílem této studie bylo prozkoumat psychometrické vlastnosti GAS položky 7 u mladých dospělých mužů. Sekundárním cílem studie bylo provést křížovou validaci dvou vzorků z různých jazykových regionů ve Švýcarsku - francouzsky a německy mluvících - a posoudit invarianci nebo ekvivalenční vlastnosti GAS napříč těmito dvěma lingvistickými skupinami.
Metody
Účastníci a postup
Údaje použité v této studii pocházely z longitudinální studie určené k posouzení užívání látky a hry u mladých švýcarských mužů: kohortová studie rizikových faktorů užívání látek (C-SURF).
Výzkum, který byl vydán na základě výzkumného protokolu C-SURF číslo 15 / 07, byl schválen Etickou komisí pro klinický výzkum na Lusanne University Medical School pro klinický výzkum.
Všichni účastníci dali svůj písemný informovaný souhlas s účastí na studii.
Účastníci byli přijati mezi srpnem 2010 a listopadem 2011 ve třech ze šesti národních náborových středisek pro armádu. Jedno z center se nachází v Lausanne (frankofonní oblast) a další dvě ve Windisch a Mels (německy mluvící oblast). Náborová centra pokrývají všechny švýcarské frankofonní kantony a 21 z 26 kantonů ve Švýcarsku. Armádní branná povinnost je ve Švýcarsku povinná, a tak prakticky všichni mladí muži z příslušných kantonů, kterým je asi 20 let, měli nárok na účast ve studii C-SURF.
Během náborového období studie se do náborových center hlásilo 15,074 1,829 mužů. Z těchto potenciálních účastníků nebylo 12.1 (XNUMX%) nikdy informováno o C-SURF (krátká nemoc v době jmenování, nebyli informováni o studii vojenským štábem), nebo byli náhodně vybráni do další probíhající studie s názvem CH-X [51]. CH-X je opakovaný průřezový průzkum, který má pevný a povinný časový plán 90 minut v rámci náborových postupů. Obecně tedy účast na CH-X nezasahovala do našich procedur zápisu, které proběhly před zahájením armádních procedur. V několika případech však už účastníci byli pryč, aby vyplnili dotazníky CH-X, než jsme je mohli informovat o naší studii. Protože jsme slíbili, že nebudeme zasahovat do armádních postupů, nebyli jsme schopni kontaktovat některé z nich. Pokud je nám známo, nemůžeme vidět žádné systematické předsudky, které by těchto pár nekontaktovaných lidí kvůli požadavkům CH-X mohlo způsobit. Tito muži se nehlásili výzkumnému personálu a nemohli být zahrnuti. Z 13,245 87.9 (7,563%) mužů, kteří byli informováni o studii, 57.1 10 (XNUMX%) poskytlo písemný souhlas s účastí. Bohužel nemáme žádné informace o motivech nesouhlasu. Jedním z důvodů může být to, že podepsání jakési smlouvy na dlouhodobé studium (C-SURF je plánováno na dobu XNUMX let) může odradit některé jednotlivce. Srovnání souhlasících a neodpovídajících osob [52] odhalilo, že osoby, které nesouhlasily, byli častěji uživateli návykových látek než poskytovatelé souhlasu, ale rozdíly byly často nevýznamné a někdy v opačném směru (např. poskytovatelé souhlasu byli častěji uživateli alkoholu než osoby, které nesouhlasily). Náborová centra byla využívána pouze k zápisu účastníků; dotazníky byly zaslány na soukromé adresy a byla zajištěna důvěrnost, zejména pokud jde o armádu. Konečný základní dotazník vyplnilo celkem 5,990 79.2 (3,320%) účastníků. Z tohoto počtu bylo 2,670 XNUMX francouzsky mluvících a XNUMX XNUMX německy mluvících.
Přístroje
Míra závislosti na hře (GAS)
Anglická verze stupnice byla přeložena a přeložena zpět do francouzštiny a němčiny. Úvodní prohlášení k položkám stupnice jasně nasměrovalo účastníky, aby odpověděli v souvislosti s jejich používáním hry: „Nyní máme zájem vědět, kolik času jste strávili hrami. To zahrnuje počítačové hry na internetu nebo hry na konzole “(další soubor 1).
V souladu s hypotézou Lemmens et al. [44], ti, kteří skórovali „někdy“ nebo více na všech sedmi položkách, byli definováni jako monotetičtí hráči („patologické hraní“), a ti, kteří skórovali „někdy“ nebo více alespoň na polovině položek (čtyři až šest ze sedmi položek) byly definovány jako polythetic hráči (nadměrné hraní).
V původní validační studii byly hlášeny vysoké spolehlivosti škály závislosti na hře s Cronbachem alfa od .82 do .87 [44].
Hlavní depresivní inventář (MDI)
MDI byl použit k určení úrovně deprese v posledních dvou týdnech [53, 54]. Je to dotazník nálady pro vlastní zprávu. Byla použita šestibodová stupnice od „nikdy“ (0) do „po celou dobu“ (5) a bylo vypočítáno celkové skóre. MDI může být také použit jako diagnostický nástroj s algoritmy vedoucími k DSM-IV nebo k Mezinárodní klasifikaci duševních poruch a poruch chování (ICD-10) bez deprese, mírné až střední deprese a těžké deprese.
Předchozí studie o inventáři velkých depresí ukazují, že MDI má dobrou spolehlivost a vnitřní konzistenci (Cronbachův alfa koeficient: až 0.94), jakož i dobrou citlivost, specificitu a validitu jako stupnici neúměrné deprese s odpovídajícím cut-off skóre [53, 55, 56].
Měřítko hledání krátkých senzací (BSSS)
The BSSS [57] je osmibodová stupnice, každá položka je hodnocena na pětibodové stupnici od „silně nesouhlasí“ (1) po „silně souhlasím“ (5). BSSS zahrnuje následující dimenze: dobrodružství, nuda, disinhibice a hledání zkušeností. Celkové skóre bylo dříve spojeno s rizikem užívání drog ve vzorku adolescentů [57].
Dostatek vnitřní konzistence BSSS byla dříve hlášena (Cronbachův alfa koeficient: 0.74) [57].
Dotazník osobnosti Zuckerman-Kuhlman (ZKPQ-50-cc)
ZKPQ-50-cc hodnotí různé aspekty osobnosti [58]. Tři subškály, z nichž každá se skládala z položek 10, byly použity k posouzení neuroticismu / úzkosti, společenskosti a agrese / nepřátelství. Účastníci uvedli, zda s každým výrokem souhlasili nebo nesouhlasili. Pro každé dílčí měřítko bylo vypočteno průměrné skóre. Jiné studie prokázaly příspěvek neuroticismu / úzkosti a agrese / nepřátelství k závislosti na internetu [59]. ZKPQ-50-cc vykazoval uspokojivé psychometrické a mezikulturní vlastnosti, včetně přiměřené spolehlivosti napříč subkategoriemi a zeměmi (Cronbachův alfa koeficient až do 0.70) [58].
Dotazníky o užívání látek
Užívání alkoholu bylo hodnoceno v časovém rámci 12 (tabulka č 2). V souladu s tím byla vypočtena frekvence častého pití (šest standardních nápojů nebo více při jedné příležitosti) a dnů pití během týdne (pondělí až čtvrtek). Věk nástupu opilosti (první epizoda opití) byl také hodnocen podle projektu European School Survey o alkoholu a jiných drogách [60]. Užívání konopí bylo hodnoceno dotazem na následující otázky: věk nástupu užívání konopí, věk prvního „vysokého“ užívání konopí a užívání konopí a frekvence užívání během posledních 12 měsíců.
Statistické analýzy
V této studii jsme použili softwarové programy SPSS 18.0 a AMOS 19.0 (Analýza momentových struktur; SPSS Inc., Chicago, IL). Nejprve byly vypočteny popisné statistiky pro charakteristiky účastníků. Vnitřní konzistence, to znamená, do jaké míry byly položky GAS vzájemně propojeny, byla poté změřena pomocí Cronbachova koeficientu. Streiner a Norman [61] naznačují, že alfa musí být nad 0.70, ale ne mnohem vyšší než 0.90.
Dále byly použity průzkumné faktorové analýzy (EFA) k posouzení stability faktoru stupnice, jak bylo potvrzeno Lemmensem a spol. [44]. Počet faktorů byl extrahován Velicerovým minimálním průměrným částečným (MAP) testem provedeným na korelační matici [62]. Toto číslo bylo poté potvrzeno paralelními analýzami. V paralelních analýzách je kladen důraz na počet složek, které představují větší rozptyl než složky odvozené z náhodných dat, zatímco v testu MAP je pozornost zaměřena na relativní množství systematických a nesystematických variací zbývajících v korelační matici po extrakcích rostoucího počtu komponent [63].
Ačkoli je EFA vhodnější pro nově vytvořené dotazníky, není neobvyklé použít je také v procesu revalidace, když jsou údaje shromažďovány od jiného vzorku nebo jiné populace. Použití EFA zde mělo posoudit stabilitu faktorů ve dvou lingvistických regionech, protože to je základní předpoklad pro další zkoumání rovnocennosti nástroje mezi různými podskupinami.
Pro stanovení víceskupinové invariance jsme použili postup popsaný v modelování strukturální rovnice (SEM) po práci Jöreskoga [64]. Při testování skupinové ekvivalence je obvyklé používat modely potvrzující faktorové analýzy (CFA), což je metoda mezi obecnou třídou SEM. V závislosti na výzkumné otázce může hledání skupinové ekvivalence znamenat řadu testů provedených v následujícím restriktivním pořadí: konfigurální ekvivalence, ekvivalence měření a strukturální ekvivalence. Testování konfigurní invariance se zaměřuje na to, do jaké míry je počet faktorů a vzorců jejich struktury mezi skupinami podobný. Je však třeba poznamenat, že pro každou skupinu je nutné stanovit vhodný základní model, na kterém je odvozen konfigurační model. Na druhé straně, v testování pro měření a strukturální invariance se zájem zaměřuje konkrétněji na míru, do jaké jsou parametry v měřících a strukturálních komponentách modelu rovnocenné napříč skupinami [65, 66]. Vzhledem k tomu, že se naše výzkumné otázky týkají ekvivalence měření napříč skupinami, statistické analýzy se zaměřují na konfigurální invarianci a invarianci faktorových zatížení napříč dvěma lingvistickými regiony.
Hodnocení vhodnosti modelu
Dobrá shoda modelů je zkoumána prostřednictvím různých ukazatelů, jak je popsáno níže [67].
- Projekt χ2 ke stupni volnosti (χ2/ df). Několik vědců doporučilo použití tohoto poměru jako měřítka k překonání problémů spojených s EU χ2 statistika testu. Mezi tyto problémy patří mimo jiné porušení předpokladů, složitost modelu a závislost na velikosti vzorku. Poměry tak nízké, jako je 2, naznačují přiměřené přizpůsobení.
- Srovnávací fit index (CFI). CFI se pohybuje od 0 do 1, s vyššími hodnotami, které naznačují lepší přizpůsobení. Obecně platí, že hodnoty větší než 0.95 mohou být interpretovány jako dobrá shoda, zatímco hodnoty mezi 0.90 a 0.95 jsou ukazatelem přijatelného přizpůsobení vzhledem k modelu nezávislosti.
- Chyba střední kvadratické hodnoty aproximace (RMSEA). Jedná se o míru přibližného přizpůsobení populaci, a proto se týká nesrovnalostí v důsledku aproximace. Hodnota RMSEA je omezena pod 0. Hodnoty RMSEA menší nebo rovné 0.05 lze považovat za dobré přizpůsobení, mezi 0.05 a 0.08 přijatelné přizpůsobení a větší než 0.8 průměrné přizpůsobení, zatímco hodnoty> 0.10 nejsou přijatelné.
Byly také zkoumány změny ve statistikách vhodnosti, aby se zjistily rozdíly v různých modelech. Významný rozdíl v χ2 hodnoty mezi vnořenými modely znamenají, že všechna omezení rovnosti se napříč skupinami nedrží.
Grafické znázornění položek GAS měřených na pořadové stupnici ukazuje, že předpoklad normality není udržitelný. V důsledku toho je asymptoticky odhad bez distribuce namísto odhadu maximální pravděpodobnosti dobrou strategií pro přizpůsobení nestandardně distribuovaných dat v analýzách SEM.
Nakonec byla zkoumána souběžná platnost korelací celkového skóre GAS se skóre MDI [53]; BSSS [57]; a subcales Neuroticism-Anxiety, Sociability a Agrgression-nepřátelství ZKPQ-50-cc [58]. Zkoumali jsme také sílu asociace stupnice s dalšími opatřeními souvisejícími s požíváním alkoholu a konopí. Podle Cohenova pravidla je jakákoli korelace větší než 0.5 velká, od 0.5-0.3 je průměrná, od 03 – 0.1 je malá a méně než 0.1 je triviální [68].
Chybějící hodnoty
Chybějící hodnoty GAS byly zpracovány metodou imputace horké paluby, ve které je každá chybějící hodnota nahrazena pozorovanou odpovědí podobné jednotky s ohledem na charakteristiky pozorované v obou případech [69]. V naší studii byl BSSS vybrán jako „palubní proměnná“, protože obsahuje málo nebo žádná chybějící data [70]. Pro uživatele SPSS jsme použili makro imputace hot decků od T. van der Weegena, které si můžete stáhnout z následujícího webu: http://www.spsstools.net/SampleSyntax.htm.
Úvahy o velikosti vzorku
Velikost vzorku hraje důležitou roli při poskytování nestranných odhadů parametrů a přesných informací o přizpůsobení modelu. Sledujete Bentler a Chou [71], který doporučil alespoň poměr 5: 1 subjektů k proměnným pro normální a eliptické rozdělení, zdá se, že mezi vědci existuje obecná shoda ohledně přijetí tohoto poměru. Avšak pro kategorické nebo neobvykle distribuované proměnné, jak je tomu v tomto případě, jsou vyžadovány větší vzorky než pro spojité nebo normálně distribuované proměnné. Pro tento typ distribuce se doporučuje poměr alespoň 10 subjektů na proměnnou [72]. Vzorek v této studii tento požadavek splňuje.
výsledky
Z původně zaznamenaných 5,990 42 pozorování chyběly údaje o GAS u 0.7 účastníků (35%). Použití imputace hot deck úspěšně přičítalo data pro 7 z nich, přičemž 5,983 případů zůstalo neúplných. Poté byla analyzována velikost konečného vzorku 3,318 2,665 respondentů (20.0 1.2, frankofonní a 10.6 8.1 německy mluvících). Průměrný věk účastníků byl 2.3 let (SD = XNUMX). Z tohoto konečného vzorku bylo XNUMX% francouzských a XNUMX% německých respondentů klasifikováno jako uživatelé syntetických látek, zatímco XNUMX% respondentů v každé skupině bylo klasifikováno jako uživatelé monotetičtí. Charakteristiky jednotlivých jazykových oblastí jsou uvedeny v tabulce 2.
Francouzsky mluvící komunita
Vnitřní konzistence GAS byla dobrá, což odráží Cronbachův koeficient 0.86. EFA by Velicerův MAP test navrhl jednofaktorové řešení. Toto zjištění bylo úspěšně potvrzeno paralelní analýzou. Tento jednofaktorový model byl poté vyhodnocen v CFA s AMOS. Na základě modifikačních indexů a neobvyklých standardizovaných zbytků, které naznačovaly korelaci šesti variačních odchylek, jsme vytvořili dobře vybavený model, který vykazoval dobré přizpůsobení vzhledem k modelu nezávislosti (χ2/ df = 2.6, CFI = 0.99, RMSEA = 0.02).
Německy mluvící komunita
Vnitřní konzistence stupnice byla uspokojivá (Cronbach α = 0.85). Jednofaktorové řešení bylo také nalezeno v EFA pomocí Velicerovy MAP a bylo potvrzeno paralelní analýzou. Stejný model cesty používaný k hodnocení francouzsky mluvící skupiny byl aplikován na německy mluvící skupinu. Tento model vykazoval slabší výsledky, ale stále poskytoval přijatelné hodnoty vhodnosti (χ2/ df = 5.9, CFI = 0.94, RMSEA = 0.04).
Analýza více skupin
Testování konfigurální ekvivalence
Když jsme pro každou skupinu stanovili dobře vyhovující model, testovali jsme konfigurační ekvivalenci, ve které byly stejné parametry znovu odhadnuty v modelu pro více skupin. Jinými slovy, parametry byly odhadnuty pro obě skupiny současně. Výsledky týkající se tohoto víceskupinového modelu odhalily a χ2 hodnota 91.53 s 17 stupni volnosti. Hodnoty CFI a RMSEA byly 0.97, respektive 0.02, což poskytuje přijatelné přizpůsobení. Tyto hodnoty jsou základní hodnoty, s nimiž byly porovnány všechny následné testy invariance.
Testování rovnocennosti měření faktorů
Model se všemi zatíženími (faktorová zatížení podle skupiny jsou uvedena v tabulce 1) 3), které byly omezeny na rovnost napříč skupinami. Statistiky vhodnosti vztahující se k tomuto omezenému modelu dvou skupin jsou uvedeny v tabulce 4 (druhá položka). Při testování invariance tohoto omezeného modelu jsme jej porovnali χ2 hodnota 114.59 s 23 stupni volnosti s hodnotou pro neomezený model (χ2(17) = 91.53). Toto srovnání přineslo a χ2 rozdíl (Δχ2) 23.06 s 6 stupni volnosti, což je statisticky významné (p = 0.001). Proto byla omezení rovnosti pro všechna zatížení faktorů odmítnuta. Vzhledem k odmítnutí plné faktoriální invariance jsme pokračovali v kontrole, které faktory se načítají odlišně. Protože bylo zjištěno, že parametry načítání faktorů jsou neměnné napříč skupinami, byla jejich specifikovaná omezení rovnosti zachována kumulativně po zbytek procesu testování invariance [73]. Zaprvé, omezení faktorového zatížení položky Tolerance, která má být stejná napříč skupinami, přineslo nevýznamné výsledky, což naznačuje, že jsou stejné. Pro účely identifikace bylo načtení položky Salience již omezeno na převzetí hodnoty 1 v obou skupinách. Dále, udržení tohoto omezení rovnosti a přidání omezení rovnosti pro úpravu nálady stále vyústilo v nevýznamné χ2 hodnoty. To pokračovalo, dokud jsme nedosáhli výběru, kde to bylo významné χ2 výsledky naznačují nerovnost mezi oběma skupinami. Testy byly opakovány u konfliktů a problémů, které byly opět nevýznamné. Podrobný postup je uveden v tabulce 4. Bylo zjištěno, že všechna pozorovaná opatření s výjimkou stažení byla v obou lingvistických regionech rovnocenná.
Korelační analýza ve francouzsky mluvící komunitě
Korelační analýza byla použita k prozkoumání současné platnosti mezi GAS a jinými podobnými konstrukty. Jak je uvedeno v tabulce 5, asociace GAS s celkovým skóre MDI a se subkartou Úzkost úzkosti ZKPQ-50-cc byla malá (ρ = 0.27 a ρ = 0.24, v tomto pořadí) a asociace GAS se subklíčem ZKPQ-50-cc byla malá a negativní (ρ = −0.20). Korelace s ostatními hodnotícími opatřeními byla považována za triviální.
Korelační analýza v německy mluvící komunitě
Jak je uvedeno v tabulce 6, asociace GAS s MDI a se subkartou Úzkost úzkosti ZKPQ-50-cc byla malá (ρ = 0.24 a ρ = 0.23). Tato asociace byla menší s subkategorií agresivity ZKPQ-50-cc (ρ = 0.15) as subkategorií Sociaability (ρ = - 0.10).
Diskuse
Tato studie je první, která podle našich znalostí vyhodnotí psychometrické charakteristiky GAS položky 7 u reprezentativních vzorků francouzsky a německy mluvících dospělých mužů.
Hlavním zjištěním je, že jednofaktorový model GAS položky 7 má dobré psychometrické vlastnosti a data dobře zapadá do obou vzorků. Výsledky jsou v souladu s řadou předchozích zjištění [44, 50] a umožňují jejich rozšíření na dospělé. [74, 75].
Kromě toho bylo zjištěno, že všechna pozorovaná opatření s výjimkou stažení byla v obou lingvistických regionech rovnocenná. Tím se zvyšuje míra jazykové platnosti škály. Slabina související s položkou související s výběrem může být způsobena nedostatečnou přesností tohoto konceptu při použití při používání hry [36]. Může také naznačovat rozdíly mezi skupinami v základním konstruktu. Tato hypotéza však neplatí, protože tyto rozdíly se neodrážejí ve velikosti faktorového zatížení, jehož hodnoty jsou podobné (0.65 vs. 0.71). Rozdíly mezi francouzským a německým překladem této související položky mohou tento rozdíl vysvětlit. Poté, co jsme o tom znovu hovořili s dvojjazyčnými jedinci, však nemůžeme najít zásadní nesrovnalosti ve smyslu použitých slov. Ačkoli se jedná o největší rozdíl ve faktorovém zatížení, zůstává ve srovnání s ostatními marginální (0.06 v absolutní hodnotě). Jediným hodnověrným vysvětlením je tedy to, že statistická významnost χ2 pozorovaná statistika je s největší pravděpodobností indukována velkou velikostí vzorku téměř 6,000 jedinců.
V souladu s četnými studiemi o používání her a internetu [19, 21, 76] byla nalezena souvislost mezi depresivními příznaky a skóre GAS. Kromě toho byla nalezena malá asociace mezi skóre GAS a dimenzí Neuroticismus-Úzkost a Dílčí stupnice agresivity ZKPQ-50-cc. Tato spojení jsou v souladu se zjištěními týkajícími se závislostí souvisejících s užíváním návykových látek [77, 78] a jsou v souladu s jinými studiemi týkajícími se závislosti na internetu nebo hře [59, 79]. Navíc, stejně jako v jiných studiích [79], bylo nalezeno negativní spojení s podskupinou Sociaability. Zdá se, že to je v souladu se zjištěními jiných studií, které prokázaly souvislost mezi osamělostí a nízkou sociální kompetencí se závislostí na hře [25, 80].
Tato studie neprokázala souvislost mezi skóre GAS a hledáním senzací. Toto zjištění je v rozporu s výsledky jiných studií [81]. Někteří vědci prokázali, že vyhledávání pocitů souvisí s extraverzí [58]. Zdá se však, že závislost na hrách a na internetu je více spojena s introversion než s extraverzí [82], a tak je pravděpodobné, že vyhledávání pocitů zde nebylo spojeno se skóre GAS. Podobně, v rozporu se zjištěními řady předchozích studií [19, 26, 32, 83], tato studie neprokázala souvislost s požíváním alkoholu nebo konopí. Tato přidružení byla možná zprostředkována konkrétní upřednostňovanou online aktivitou a mohou se lišit od jedné aktivity k druhé [84].
S celkovým počtem 2.3% účastníků klasifikovaných jako monotetičtí uživatelé a dalšími 9.5% účastníky klasifikovanými jako polytetičtí uživatelé (nadměrní uživatelé) je míra prevalence v této studii srovnatelná s mírou zjištěnou v původní studii GAS [44] a v řadě dalších švýcarských a evropských studií [85-89]. Mírně nižší [90, 91] nebo vyšší čísla prevalence [12, 92] však byly hlášeny v jiných studiích. Rozdíly jsou pravděpodobně důsledkem rozdílů v hodnotících nástrojích, studované populaci, použití polythetické klasifikace a navrhovaných omezení [12].
Studie má řadu silných stránek, jako je nábor reprezentativního vzorku mladých mužů a vysoká míra odezvy. To je možná výhoda s ohledem na zaujatost k vlastnímu výběru popsanou ve studiích založených na online náboru [93]. Další důležitou silou je zahrnutí dvou různých a velkých lingvistických vzorků. Mezi slabiny studie patří nedostatek žen v současných vzorcích a nedostatek souběžného hodnocení konkrétních herních aktivit účastníků. K posouzení různých her a jiných chování souvisejících s internetem může být zapotřebí dalších studií GAS.
Proč investovat do čističky vzduchu?
GAS 7 se zdá být zajímavým nástrojem pro hodnocení. Tato stupnice, dříve používaná pro dospívající vzorky, se zdá být přiměřená pro dospělé vzorky a má dobré psychometrické vlastnosti ve francouzské a německé verzi.
Etický souhlas a souhlas s účastí
Tato studie, vydaná na základě výzkumného protokolu C-SURF číslo 15/07, byla schválena Etickou komisí pro klinický výzkum na Lékařské fakultě Lausanne University. Všichni účastníci dali písemný informovaný souhlas s účastí na studii.
Souhlas se zveřejněním
Neuplatňuje se.
Dostupnost údajů a materiálů
Dostupnost na vyžádání k poslednímu autorovi Gerhardu Gmelovi: [chráněno e-mailem].
Poděkování
Ke zdroji financování.
Financování
Financování této studie poskytla Švýcarská národní vědecká nadace (FN 33CSC0-122679 a FN 33CS30-139467).
Zkratky
| BSSS | měřítko hledající krátký pocit |
| CFA | potvrzující faktorová analýza |
| CFI | srovnávací fit index |
| C-SURF | kohortní studie rizikových faktorů užívání látek |
| DSM-IV | diagnostický statistický manuál duševních poruch, čtvrté vydání |
| EFA | průzkumné faktorové analýzy |
| GAS | stupnice závislosti na hře |
| ICD-10 | mezinárodní klasifikace duševních poruch a poruch chování |
| MAP | minimální průměrný dílčí test velitele |
| MDI | hlavní depresivní inventář |
| RMSEA | druhá odmocnina chyby aproximace |
| SEM | strukturální rovnice |
| ZKPQ-50-cc | Zuckerman-Kuhlman dotazník osobnosti |
Poznámky pod čarou
Konkurenční zájmy
Autoři prohlašují, že nemají konkurenční zájmy.
Příspěvky autorů
GG zorganizovala původní šetření a významně přispěla k pojetí a návrhu a získávání údajů, YK, GG a DZ parinovaly design této práce a podstatně přispěly k pojetí této studie. YK vypracoval rukopis. AC provedl statistickou analýzu a vypracoval rukopis. K vypracování rukopisu přispěly GG, SR, DZ, SA a GT. GG, SR, DZ, SA a GT byly zapojeny do kritické revize rukopisu z důvodu důležitého duševního spokojenosti. Všichni autoři se podíleli na interpretaci dat, přípravě a revizi článku. Všichni autoři přečetli a schválili konečný rukopis.
Reference
;
