Enketo pri Psikiatrio. 2017 Jan; 14 (1): 21 – 29.
Eldonita en linio 2016 Dec 29. doi: 10.4306 / pi.2017.14.1.21
PMCID: PMC5240456
Hoon Jung Koo,1 Doug Hyun Han,2 Parko Sung-Yong,2 kaj Jung-Hye Kwon
3
abstrakta
objektiva
Ĉi tiu studo celis evoluigi kaj validigi Strukturitan Klinikan Intervjuon por Interreta Gaming-Malordo (SCI-IGD) en adoleskantoj.
metodoj
Unue, ni generis antaŭparolojn de la SCI-IGD surbaze de la informoj de la revizioj pri literaturaj revizioj DSM-5 kaj spertaj konsultoj. Tuj poste, ĉiuj varboj de 236-adoleskantoj, de kaj komunumaj kaj klinikaj agordoj, estis varbitaj por taksi la psikometriajn proprietojn de la SCI-IGD.
rezultoj
Unue, la SCI-IGD troviĝis kohera dum la periodo de ĉirkaŭ unu monato. Due, diagnozaj konkordoj inter la SCI-IGD kaj la diagnoza impreso de klinikisto estis bonaj ĝis bonegaj. La Taksoj de Verŝajna Rilato Pozitiva kaj la Rilato de Verŝajna Negativaj taksoj por la diagnozo de SCI-IGD estis respektive 10.93 kaj 0.35, indikante ke SCI-IGD estis "tre utila testo" por identigi la ĉeeston de IGD kaj "utila testo" por identigi la foreston. de IGD. Trie, SCI-IGD povus identigi malordajn ludantojn de neordigitaj ludantoj.
konkludo
La implikaĵoj kaj limigoj de la studo ankaŭ estas diskutitaj.
ENKONDUKO
Dum la pasinta jardeko, kreskanta kvanto de esplorado estis publikigita pri Interreta Gaming-Malordo (IGD). Dum antaŭparolaj naturoj, oni sugestis, ke individuoj suspektataj je IGD ofte montras trajtojn de deviga uzo, retiriĝo, toleremo, kaj negativaj sensacioj, kiuj karakterizas malsanajn uzajn substancojn.1 Lastatempaj studoj ankaŭ raportis individuojn montrantajn similajn neurobio-psikosociajn trajtojn dum kribrado por IGD kaj uzokutimaj malordoj.2 Tamen ekzistas konsiderinda debato pri la legitimeco de IGD kiel sendependa klinika malordo pro la koncepta konfuzo kaj ofta apero de IGD en la kunteksto de komorbaj kondiĉoj. Por establi ĝian legitimecon, estas necese ellabori konsentan difinon kaj akumuli datumojn pri ĝia prezento tra diversaj aĝoj kaj kulturoj, tempa stabileco kaj mekanismoj bazantaj sian psikopatologion.
Lastatempe Petry et al.3 prezentis internacian konsenton rilatan al diagnozaj kriterioj por IGD en la Diagnoza kaj Statistika Manlibro por Mensa Malordo, kvina eldono (DSM-5), kiel kondiĉo inda por estonta studo.4 La kritika unua paŝo de specifado de la konsent-bazitaj diagnozaj kriterioj estis farita en la videoludada toksomanio, kie la progreso estis malhelpita de manko de norma aro de diagnozaj kriterioj kaj neniu normigita taksa ilo por mezuri IGD. Kvankam Petry et al.3 Oni malfermis la vojon por taksi IGD iel konstante, la taŭgecon de la DSM-5-kriterioj, la plej bonajn vortumojn por mezuri ilin kaj la sojlo por diagnozo. Por ke IGD estu inkluzivita kiel aparta mensa malordo, necesas amasigi fortajn empiriajn evidentaĵojn por elparoli la konceptadon de IGD ĉu kiel toksomanio aŭ ne.
La klinika diagnozo de IGD inkluzivas kognan kaj kondutan padronon ampleksantan konstantan kaj recurrentan uzon de interretaj ludoj, kaŭzante signifan difekton aŭ aflikton dum periodo de 12-monatoj kiel indikite per apogado de kvin aŭ pli el naŭ kriterioj. La naŭ kriterioj por IGD inkluzivas: 1) maltrankvilo pri interretaj ludoj; 2) retiro simptomoj kiam interreta videoludado estas forprenita; 3) toleremo, rezultigante la bezonon pasigi kreskantajn kvantojn da tempo okupitaj pri interretaj ludoj; 4) malsukcesaj provoj kontroli partoprenon en interretaj ludoj; 5) perdo de intereso pri antaŭaj ŝatokupoj kaj distraĵoj rezulte de kaj kun la escepto de interretaj ludoj; 6) daŭrigis troan uzon de interretaj ludoj malgraŭ scio pri psikosociaj problemoj; 7) trompantaj familianojn, terapiistojn aŭ aliajn pri la kvanto da tempo pasigita partoprenante interretajn ludojn; 8) uzo de interretaj ludoj por eskapi aŭ malpezigi negativajn humorojn; kaj 9) kompromitante aŭ perdante signifan rilaton, laboron, aŭ edukon aŭ karieron-ŝancon pro partopreno en interretaj ludoj. La IGD-diagnozaj kriterioj en la DSM-5, bazitaj sur internacia konsento, estis plejparte prunteprenitaj de malsana uzo-malordo aŭ vetluda malordo. Kvankam ĉi tiuj kriterioj estas provizore konsentitaj trajtoj por IGD-diagnozo inter esploristoj,5 necesas determini la diagnozan validecon de ĉiu individua kriterio per sistema esploro.
Lastatempa revizio de instrumentoj taksantaj ludan toksomanion raportis, ke 18 malsamaj instrumentoj estis evoluigitaj kaj uzataj en 63-studoj.6 Malgraŭ bonega interna konsistenco kaj konverĝa valideco, reviziita instrumentado montris mankon de konstantaj kernaj toksomaniaj indikiloj, malkonsekvencajn ekstermajn punktojn rilatajn al klinika stato, malbona inter-kalkula fidindeco kaj antaŭvidebleco. Griffiths et al.7 forte argumentis por unuigita aliro al taksado de IGD, kiu ebligus komparojn inter diversaj demografiaj grupoj kaj malsamaj kulturoj. Ekde la enkonduko de IGD en la DSM-5-esploristoj entuziasme disvolvis novajn diagnozajn instrumentojn, kiel ekzemple la Interreta Ludliga Skalo.5 aŭ modifis antaŭekzistantajn instrumentojn, kiuj laŭdire reflektas la naŭ kriteriojn de IGD, kiel ekzemple la Videoluda Dependa Skalo8 kaj la Interreta Gaming-Malordo-Testo.9 Ĉi tiuj instrumentoj estas mem-raportaj mezuroj, kiuj estis desegnitaj por ekrano kaj klasifiki eblajn kazojn de senordaj ludantoj kontraŭ ne-malordaj ludantoj.
Mem-raportaj demandaroj havas iom da forto, ke ili estas kostefikaj kaj facilaj administri. Tamen ili havas iujn limojn. Unue, infanoj kaj adoleskantoj eble malfacilas koncentriĝi pri la longaj demandoj presitaj sur la paperoj. Due, ili eble mankas la konscion necesan por juĝi sian propran konduton precize. Trie, ili eble havas malfacilecon en poziciigado de sia propra konduto en taŭga tempodaŭro / daŭro. Por ĉi tiuj kialoj, strukturita diagnoza intervjuo estis forte rekomendita por diagnozo de psikiatriaj malordoj de infanoj kaj adoleskantoj.10,11 La sama argumento tre gravas en taksado kaj diagnozo de IGD de infanoj kaj adoleskantoj precipe ĉar ili emas nei sian probleman ludadon aŭ mankas konscio por juĝi siajn proprajn kondutojn. Tial estas de granda postulo disvolvi strukturitan diagnozan intervjuan horaron por taksi IGD de adoleskantoj.
Strukturitaj intervjuaj horaroj havas iujn avantaĝojn koncerne malfermajn klinikajn intervjuojn. Eĉ kun la diagnoza sistemo DSM-5, povas esti grava malkonsento inter ratistoj kiam diagnozo baziĝas sur malferma klinika intervjuo. Klinikistoj ofte faras intuician diagnozon sen kontroli ĉiujn diagnozajn kriteriojn. Kiam ili uzas la DSM-5-kriteriojn, la ordo uzata por esplori malsamajn kriteriojn varias inter klinikistoj kaj ilia interpreto de la kriterioj dependas de sia propra klinika sperto. Male al malfermaj klinikaj intervjuoj, strukturitaj diagnozaj intervjuoj estas zorge ligitaj al diagnozaj kriterioj kaj la vortigoj kaj ordo estas antaŭdeterminitaj. Rezulte, la interreligia fidindeco estas pli alta kiam oni uzas strukturitajn intervjuajn horarojn ĉar ili estas malpli susceptibles al intervjuaj intertempoj. Tiel, disvolviĝo de strukturita klinika intervjuo multe bezonis en ĉi tiu nova kampo de IGD por certigi, ke la kriterioj de la DSM-5 povas esti fidinde taksataj. La ĉefa celo de ĉi tiu studo estis disvolvi strukturitan klinikan intervjuon por adoleskantoj por mezuri la naŭ IGD-kriteriojn de la DSM-5, kaj testi la fidindecon kaj validecon de la Strukturita Klinika Intervjuo por Interreta Gaming-Malordo en la DSM-5 (SCI- IGD).
Alia celo estis taksi la diagnozan validecon de naŭ individuaj kriterioj de IGD en la DSM-5. Kvankam la plej multaj el la proponitaj DSM-5-kriterioj de IGD estis konsideritaj adekvate kapti la fenomenon, iuj el kriterioj fariĝis fokuso de debato inter esploristoj en la kampo.12,13,14 Ĝis nun, estis iuj provoj uzi duonstrukturitan intervjuon por fari diagnozon de IGD en la DSM-5. Ko et al.15 lastatempe taksis la diagnozan validecon de individuaj kriterioj de IGD en la DSM-5 uzante diagnozan intervjuon. Oni raportis, ke ĉiuj kriterioj de IGD havas diagnozan precizecon, kiu iras de 77.3% ĝis 94.7% krom la kriterioj "trompi" kaj "eskapi" por diferencigi universitatajn studentojn kun IGD de konfesitaj studentoj. van Rooij et al.16 ankaŭ vastigis la antaŭekzistantan kliniko-administran takso-ilon (Klinika videoluda toksomania testo, C-VAT) por ekzameni la sentivecon de naŭ DSM-5-kriterioj en klinika junulara specimeno kaj pruvis, ke la C-VAT 2.0 ĝuste identigis 91% de la specimeno. uzante la proponitan DSM-5 fortranĉan poentaron. Tamen, la specifeco de C-VAT 2.0 ne povis esti ekzamenita ĉar ili ne inkluzivis sanajn ludantojn. Kvankam ĉi tiuj du studoj provizis iujn valorajn informojn pri la valideco de la DSM-5-kriterioj, IGD-diagnozaj kriterioj en la DSM-5 bezonas esti submetitaj al ampleksa psikometria testado uzante ambaŭ komunumajn specimenojn kaj klinikajn specimenojn por establi bonan fidindecon kaj validecon.
Disvolviĝo de la SCI-IGD
SCI-IGD disvolviĝis tra tri stadioj. La unua etapo de la studo konsistis el generacio de eroj. Aŭtoroj difinis IGD provizore kiel specifan specon de kondutisma toksomanio, kiu ne nur dividas similecojn en prezento kun malsama uzokutimo kaj hazardludo (ekz. Perdo de kontrolo, negativaj konsekvencoj) sed ankaŭ havas ecojn unikaj al IGD. problemoj). Literatura revizio kaj konsultado kun 8-spertuloj, kiuj havas konsiderindan IGD-rilatan klinikan sperton, estis faritaj por establi aron de komponentoj por IGD-laborgrupo. Rezulte, oni elektis entute 7-komponentojn kiel maltrankvilo, saleco, perdo de kontrolo, toleremo, retiriĝo, humoro-modifo kaj negativaj konsekvencoj. Por evoluigi erojn, eroj frapantaj la 7-komponentojn estis troigitaj de ekzistantaj, psikometrie establitaj instrumentoj same kiel sugestitaj vortumadoj de la DSM-laborgrupo.3,17,18,19,20,21 Je ekzameno la komenca amaso da eroj, eroj interkovritaj aŭ kun ambiguaj signifoj estis forigitaj. Por fini artikolojn kaj pridiskutadon de demandoj, okazis diskuto inter aŭtoroj kaj konsulta renkontiĝo kun spertuloj, kio rezultigis la antaŭan SCI-IGD de 16-eroj taksante 6-komponentojn: maltrankvilo (inkluziva saleco), retiriĝo, toleremo, perdo de kontrolo (DSM -5-kriterioj; 'malsukcesa provo regi' kaj 'daŭrigi malgraŭ problemoj'), modifo de humoro (kriterioj DSM-5; 'eskapi'), negativaj konsekvencoj (kriterioj DSM-5; 'perdo de intereso', 'trompo', ') endanĝerigi '). En la dua etapo, la apriora SCI-IGD estis administrita al komunuma specimeno de studentoj de mezlernejo 28 kun problemoj pri videoludado (19-viroj kaj 9-inoj), kiuj konsentis partopreni la intervjuon. Por ekzameni vizaĝan validecon de intervjuaj artikoloj, ajnis diskreteco inter respondoj al la intervjuaj artikoloj kaj la ĝenerala impreso. En ĉi tiu procezo, ĝi trovis ke ekstra zorgo devas zorgi kiam intervjuitoj ne agnoskis la ĉeeston de problema videoludado. Pro ambiguaj signifoj, 4-eroj estis ekskluditaj de la fina versio. Surbaze de la antaŭprovo de la SCI-IGD, entute 12-eroj estis elektitaj kiel la fina versio de SCI-IGD.
Priskribo de la fina versio de SCI-IGD
Diagnoza priraportado
La SCI-IGD ebligas taksi DSM-5 Interretan Ludan Malordon por la okazo en la pasintaj 6-monatoj.
Strukturo kaj enhavo
La SCI-IGD estas kompleta, plene normigita diagnoza intervjuo ĉefe por uzo en epidemiologiaj enketoj kaj mensa sano-esplorado. La fina versio de SCI-IGD estis kunmetita de du partoj. La unua parto de la SCI-IGD estis antaŭ-diagnoza sekcio kunmetita de demandoj inkluzive de demografiaj informoj kaj ludaj uzokutimoj. La dua parto de SCI-IGD estis diagnoza intervjua sekcio.
Kalkulanta algoritmo
La SCI-IGD postulas almenaŭ agordi unu el, du aŭ tri diagnozaj demandoj.
METODOJ
partoprenantoj
La fina versio de la SCI-IGD estis administrita al entute 236 mezlernejaj studentoj [mezume aĝo: 13.61 jaroj (SD = 0.87)] en Seulo, Koreio [69-knabinoj (29.3%), 167-knaboj (70.7%)]; 192-partoprenantoj estis varbitaj de kvin mezlernejoj en Seoul kaj Gyeonggi-provinco en Koreio (en kelkaj lernejoj, lernejaj administrantoj instigis studentojn kun peza ludo partopreni la studon por la celo antaŭenigi konscion, kaj 39 estis provitaj de interretaj kafejoj kie adoleskantoj kun severa interreto. rilataj problemoj kutime pasigas la plimulton de sia libertempo, kaj 5-en-pacientoj, kiuj serĉis kuracadon por ludaj rilataj problemoj de Universitata Hospitalo 'A' en Seulo. Partoprenantoj estis elektitaj surbaze de la jenaj kriterioj: 1) ili povis ĉeesti 20-min. intervjuo kaj 2) ili povus provizi koherajn respondojn al demandoj. Inter 236-partoprenantoj, 111 [averaĝa aĝo: 13.53 (SD = 0.73); 27-knabinoj (24.3%), 84-knaboj (75.7%); 93 de mezlernejoj, 18 de interretaj kafejoj] spertis du intervjuojn por ekzameni la diagnozan interkonsenton; unufoje de intervjuanto uzanta SCI-IGD kaj unufoje de psikiatro faranta malferman klinikan intervjuon.
proceduro
La Institucia Revizora Estraro (IRB) de 'B' Universitato aprobis ĉiujn procedojn. Krome ĉiuj taksadaj kunsidoj estis farataj private kaj de individuoj blindaj pri la trovoj de aliaj intervjuoj. La ordo de administrado estis kontraŭekvilibra. La averaĝa daŭro de ĉiu intervjuo iris inter 15 kaj 20-minutoj. Informita konsento ricevis de ĉiuj partoprenantoj kaj iliaj gepatroj antaŭ la intervjuo; post kio la partoprenantoj aldone kompletigis mem-raportajn demandojn. Ĉiu junulo ricevis donacan atestilon de $ 10 por aĉeti librojn por sia partopreno. Por test-retest-fidindeco, 16-partoprenantoj, post kiam ili havis sian unuan SCI-IGD-intervjuon, estis invititaj al dua sendependa identa SCI-IGD-intervjuo fare de malsama intervjuanto, kiu ne sciis pri iuj trovoj de la unua intervjuo. Ili ankaŭ estis informitaj, ke ili ne devas supozi, ke simptomoj indikitaj en la testo-intervjuo ne bezonos esti raportitaj denove en la retesta intervjuo. La averaĝa tempo-intervalo inter ĉiu enketo en ĉi tiu studo estis proksimume kvar semajnoj.
Karakterizaĵoj kaj trejnado de intervjuisto
La du partoprenantaj psikiatroj havis vastan sperton pri la takso kaj kuracado de IGD ĉe la Interreta Konsilio-Centro pri Dependa Ludo, kiu aliĝis al la fako de psikiatrio en Universitata Hospitalo 'A'. Por taksi la fidindecon de la diagnozoj de psikiatro, kappa estis kalkulita laŭ la kriterioj kaj diagnoza nivelo. La interkonsento inter la du psikiatroj variis de bona ĝis bonega, ĉiuj super 0.89.
Kvar doktoraj nivelaj klinikaj psikologoj kun almenaŭ kvin jaroj da trejnita klinika sperto, kaj ses diplomiĝaj studentoj kontrolitaj de doktoraj nivelaj klinikaj psikologoj administritaj ĉiu SCI-IGD. Antaŭ renkontiĝo kun la partoprenantoj, ĉiuj intervjuantoj estis instruitaj en 60-minuta SCI-IGD-edukada trejnado. La interkonsento inter la intervjuantoj iris de bona al bonega kun plej multaj super 0.89.
Mezuroj
K-Skalo22
K-skalo estis administrita por la celo kontroli la samtempan validecon de SCI-IGD. K-skalo konsistas el 40-eroj, ĉiu ero estas poentigita per 4-punkta skalo, kiu iras de 1 (tute ne) ĝis 4 (ĉiam). Origine, estis tri kontribuantaj faktoraj subkanaloj, kiel subescales de perturbado de realtestado, aŭtomataj toksomaniaj pensoj, kaj virtualaj interpersonaj rilatoj, kaj ankaŭ kvar simptom-rilataj faktoraj subskaloj kiel subskaloj de ĉiutaga vivo-perturbo, devia konduto, toleremo, kaj retiro. Koo et al.23 lastatempe ekzamenis la diagnozan validecon de la K-simptoma skalo, kunmetante 24 erojn de kvar simptom-rilataj subskaloj kaj kalkulis la novajn diagnozajn detranĉajn punktojn. La alfa de K-skalo de Cronbach estis 0.96 en ĉi tiu studo.
Mallonga Simptoma Inventaro24
La korea versio de BSI26 estis administrita por taksi la depresion kaj angorajn nivelojn de la subjektoj. Temoj aprobis la gravecon de ĉiu ero por sia sperto en la pasintaj 7 tagoj sur 5-punkta skalo, de 0 (tute ne) ĝis 4 (ekstreme). La alfa-skalo de Cronbach por depresio kaj angoro estis 0.85 kaj 0.81 en la originala validiga studo24 kaj 0.89 kaj 0.91 en la nuna studo.
Demandaro pri Fortoj kaj Malfacilaĵoj26
La korea versio de la SDQ27 estis uzata por taksi kondutajn problemojn, atentajn problemojn kaj kunulajn problemojn. Ĝi konsistas el 25-eroj kun 5-eroj en ĉiu el siaj kvin subskaloj, poentitaj per 4-punkta skalo de 0 (tute ne) ĝis 3 (ekstreme). La Alfa de Cronbach por konduto, atento kaj kunulaj problemaj subskaloj de la SDQ estis de 0.50 ĝis 0.80 en la korea specimeno27 kaj de 0.70 al 0.87 en la nuna studo.
Malfacilaĵo en Demandaro pri Regula Emocio28
La korea versio de DERQ29 estis uzata por taksi la emocian reguligan kapablon. Ĝi havas 36 erojn kaj estas taksata per 5-punkta skalo de 1 (preskaŭ neniam) ĝis 6 (preskaŭ ĉiam). La Alfao de Cronbach por la DERQ estis 0.93 en la korea specimeno29 kaj 0.90 en la nuna studo.
Statistika analizo
Ni kalkulis indicojn pri diagnoza precizeco (sentiveco, specifeco, probableco-proporcioj) por ekzameni diagnozan konkordancon inter la SCI-IGD kaj la klinika impreso kompletigita de psikiatroj. Sentiveco estas la probablo, ke la SCI-IGD diras, ke homo havas IGD kiam fakte psikiatroj estis diagnozitaj kiel IGD. Specifeco estas la probablo, ke la SCI-IGD diras, ke homo ne havas IGD-on, kiam fakte ne psikiatroj ilin diagnozis kiel IGD. Kvankam ofte pozitivaj kaj negativaj prognozaj valoroj (PPV kaj NPV) estas priskribitaj por priskribi la diagnozan precizecon de testo, ili havas la malavantaĝojn, ke ili povas varii kun la prevalenco de la malordo. Tiel, la probablecaj kialoj, kiuj baziĝas sur kialoj de sentiveco kaj specifeco kaj ne varias kun la prevalenco en la loĝantaro, estis elektitaj kiel la alternativaj statistikoj por resumi diagnozan precizecon.30 Ĝi estas difinita jene: Likelihood Ratio Positive (LRP) = sentemo / (1-specifeco), Likelihood Ratio Negative (LRN) = (1-sentemo) / specifeco. Testo kun LRP de> 10 aŭ LRN de <0.1 probable estas 'tre utila testo' kaj LRP de 2 ĝis 10 aŭ LRN de 0.1 ĝis 0.5 probable estas 'utila testo'. Aliflanke, dum LRP de <2 kaj LRN> 0.5 signifas "malofte utila testo".31,32
Por determini la amplekson de diagnoza tro-aŭ-sub-raportado fare de la SCI-IGD relative al la klinika diagnoza impreso, interkruciĝaj tabloj estis faritaj por ekzameni la rilatumon de pozitiva diagnoza SCI-IGD al pozitiva klinika diagnozo. Fidindecaj analizoj estis faritaj ĉe la diagnoza kaj la diagnoza demando-nivelo. Specife, la Kapal (PABAK) koeficiento de Prevalence Adjusted Bias, klasita kiel malriĉa (≤0), malpeza (0.01 al 0.20), justa (0.21 al 0.40), modera (0.41 al 0.60), grava (0.61 al 0.80), aŭ preskaŭ perfekta (0.81 al 1.00)33 estis uzata kiel mezuro de fidindeco, kaj estas difinita kiel mezuro de duopaj interkonsentoj korektitaj por hazardo. La PABAK-koeficiento estis uzita ĉar la kappa koeficiento tipe kaŭzas ke la kappa takso estas nereprezentema malalta precipe kiam la bazaj indicoj estas malaltaj en la populacio de studo.34
REZULTO
Statistikaj priskriboj
tablo 1 resumas ĉiujn koncernajn soci-demografiajn informojn de la nuna specimeno. Dudek tri (11.0%, n = 26) partoprenantoj indikis, ke ilia plej longa tempo pasigita en ludludo en 24-hora periodo daŭris pli ol 12-horojn. Sepdek kvar (31.4%) respondis, ke ili ludas ludojn ĉiutage. Plue, plej multaj ludantoj raportis, ke ili unue komencis ludi ludojn en tre frua aĝo, tipe antaŭ la aĝo de 6 (15.3%, n = 36), kaj inter la aĝo de 7-12 (69.9%, n = 165).
Konkordo inter diagnozoj generitaj de la klinika intervjuo kaj la SCI-IGD
tablo 2 prezentas la sentemon (Sen), la specifecon (Spe), la pozitivan verŝajnan rilaton (LRP) kaj la negativan verŝajnan rilaton (LRN) taksitajn por la SCI-IGD ĉe la kriterioj kaj diagnoza nivelo por DSM-5. Inter 111 partoprenantoj, dek du (10.8%) estis diagnozitaj kun IGD laŭ la SCI-IGD [n = 7 inter 93 (7.5%) de lernejoj; n = 5 inter 18 (27.8%) el interretaj kafejoj]. Inter 12 diagnozitaj de SCI-IGD, ok (66.7%) ankaŭ estis diagnozitaj kiel IGD per la klinika intervjuo de la psikiatro bazita sur la DSM-5 de IGD. La taksoj de LRP kaj LRN por la fina diagnozo de SCI-IGD estis 10.93 kaj 0.35, respektive, indikante ke la SCI-IGD estis "tre utila testo" por identigi la ĉeeston de IGD kaj "utila testo" por identigi la foreston de IGD. Specife, plej multaj LRP de la SCI-IGD-aĵoj montriĝis pli grandaj ol 2, sugestante, ke ili estas utilaj por identigi la ĉeeston de diagnozaj simptomoj de IGD. Kvankam la LRN de "retiriĝo" kaj "malsukcesa provo kontroli" erojn iomete superis 0.5, plej multaj LRN de la SCI-IGD-eroj estis sub 0.5, montrante ke la SCI-IGD-eroj estis utilaj por identigi la foreston de la diagnozaj simptomoj de IGD . Kontraŭe, la LRP kaj LRN de la 8-a kriterio ('fuĝo') estis sub 2 kaj super 0.5, respektive, sugestante, ke la 'fuĝa' ero pruvis esti 'malofte utila' por identigi la foreston de diagnoza simptomo de 'fuĝo'. . Eble ĝi rezultis el la malfacileco taksi la simptomon, ĉar ne estis partoprenantoj, kiuj respondis pozitive al la kriterio "eskapi" dum la malferma intervjuo de la klinikisto, ĝi kaŭzas ekstran singardon interpretante ĉi tiun rezulton.
SCI-IGD-testo-retest-fidindeco
La rezultoj montris, ke ĉiuj diagnozaj kriterioj havis interkonsenton 'modera' al 'preskaŭ perfekta', kun PABAK-koeficientoj inter 0.41 kaj 0.91, PABAK 'preskaŭ perfekta' koeficiento de 0.91 estis akirita laŭ la kriterioj de retiriĝo kaj trompado. sufiĉe konsekvenca dum la tempodaŭro de proksimume unu monato. Aliflanke, "moderaj" PABAK-koeficientoj de 0.44 estis trovitaj pro "malsukcesaj provoj kontroli" kaj "eskapi de negativa humoro" kriterioj, sugestante ke ĉi tiuj kriterioj povus esti relative pli sentemaj al tempa aŭ situacia ŝanĝo ol la aliaj kriterioj.
Diskrimina valideco: diferencoj inter la IGD-grupo kaj la ne-IGD-grupo laŭ SCI-IGD
Ĉiuj partoprenantoj (n = 236) estis plue dividitaj en IGD-grupo (n = 27) kaj ne-IGD-grupo (n = 209) laŭ la SCI-IGD. tablo 3 montris, ke estas signifaj diferencoj sur la skalo K (F = 45.34, p <0.001) kaj la skalo pri simptomoj K (F = 44.37, p <0.001) inter la IGD kaj ne-IGD-grupo. Estas rimarkinde, ke la meznombro sur la skalo de K-simptomoj de la IGD-grupo estis proksimume egala al la diagnoza detranĉa poentaro (60.5) proponita de Koo kaj ŝiaj kolegoj (2015). Ankaŭ la IGD-grupo havis pli altajn poentojn pri depresio (F = 15.03, p <0.001), angoro (F = 12.80, p <0.001), kondutaj problemoj (F = 16.75, p <0.001), atentaj problemoj (F = 3.86, p <0.001), kaj malfacilaĵoj en emocia regulado (F = 3.93, p <0.05) ol la senorda grupo asignita de SCI-IGD, krom kunula rilata problemo (F = 1.18, ns).
DISCUSO
Ĉi tiu studo celis disvolvi la SCI-IGD kaj ekzamenis ĝiajn psikometriajn propraĵojn en adoleskantoj uzante komunuman specimenon. Estis pruvite ke SCI-IGD estis sufiĉe valida kaj fidinda ilo por diagnozi IGD en adoleskantoj.
Unue, test-retesta fidindeco kiel ekzamenita ene de 4-semajna intertempo montris signifajn taksojn de modera nivelo ĝis preskaŭ perfekta nivelo. Ĉi tio indikas, ke la SCI-IGD estis sufiĉe konstanta dum longa tempo, daŭrante almenaŭ unu monaton. Tamen iuj taksoj de PABAK-koeficientoj inter la du taksoj estis relative malaltaj. Ekzemple, relative malalta PABAK-koeficiento de 0.44, kvankam je moderaj niveloj, estis trovita pro 'malsukcesaj provoj kontroli' kaj 'eskapi de negativa humoro'. Eble atribuas al la fakto, ke ĉi tiu studo uzis konsiderinde pli longan intertempon de monato inter taksoj ol aliaj studoj. Ankaŭ eblas, ke iuj diagnozaj eroj povus esti pli sentemaj al tempaj aŭ situaciaj ŝanĝoj ol aliaj eroj. Tamen oni devas zorgi pri interpretado de ĉi tiuj trovoj pro la malgranda specimeno.
Poste ni ekzamenis la diagnozan precizecon de la SCI-IGD uzante la Verŝajnan Rilaton, ĉar ĝi malpli influas la prevalencan indicon. La SCI-IGD pruviĝis esti utila ilo por identigi la ĉeeston kaj foreston de IGD-diagnozo taksita per la klinika intervjuo de la psikiatro. Je la nivelo de diagnoza ero, la SCI-IGD montris ĝenerale bonan kapablon por identigi la ĉeeston de diagnozaj kriterioj de IGD. Tamen la LRN de la "retiro" kaj "malsukcesa provo kontroli" iomete superis 0.5, kio signifas, ke la diagnoza kapablo de ĉi tiuj eroj ne tute utilas por identigi la foreston de ĉi tiuj kriterioj. Alivorte, la eroj de SCI-IGD eble havas iomete altajn "maltrafajn" tarifojn. Ĉi tio eble rezultis el malfacilaĵoj en desegnado de precizaj raportoj de adoleskantoj, kiuj havas mankon de konscio por rekoni emociajn aŭ internajn statojn de "retiriĝo" kaj "perdo de kontrolo" simptomoj. Ankaŭ ekzistas eblo, ke plej multaj adoleskantoj neniam provis redukti aŭ ĉesigi ludadon kaj tial malfacile respondis demandojn por taksi simptomojn de "retiriĝo" kaj "perdo de kontrolo". Konsiderante la kompleksan klinikan naturon de ĉi tiuj kriterioj, estas ankaŭ verŝajne, ke necesas pli klarigaj demandoj por certigi validan juĝon. Estonta validiga esplorado devas pli peni atingi kaj studi klinikajn specimenojn. Konsiderante la kompleksan klinikan naturon de ĉi tiuj kriterioj, estas ankaŭ verŝajne, ke necesas pli klarigaj demandoj por certigi validan juĝon. Tamen ĝeneralaj taksoj de Verŝajna Rilato akiritaj de la aliaj kriterioj estis bonaj, sugestante, ke la intervjuantoj de SCI-IGD kapablas distingi inter la "normalaj" kaj la "klinike signifaj spertoj". Unu strategio por plibonigi la validecon de ĉi tiu intervjua ilo estus provizi al intervjuantoj plian trejnadon por antaŭenigi komprenon pri la naturo de la kriterioj kaj trakti klarigajn demandojn kiam necesas. Pli ĝenerale tamen la tendenco al strukturitaj diagnozaj intervjuoj al malpli aŭ tro diagnozi kompare kun klinikistoj estis bone dokumentita en la literaturo.35 Ĉi tio estas pro la fakto, ke klinikistoj povas eltiri multnombrajn fontojn de informoj kaj sian propran klinikan sperton pri determinado de diagnozoj.
Krome, la diagnoza kapablo de simptomoj pri "eskapi" pruvis esti problema, pro la fakto, ke ekzistis ege malalta bazo. Ekzistas pluraj eblecoj, kiuj povus klarigi la ekstreme malaltan bazan indicon por diagnoza "eskapo". Unu eblo rilatas al ekstera valideco de la diagnoza kriterio DSM-5 "eskapi". Ekstera valideco de diagnozaj kriterioj rilatas al ilia utileco por distingi inter pacientoj surbaze de "ora normo".36 Tamen ĝis nun, estis tre malmultaj empiriaj studoj por taksi la validecon de la individuaj IGD-diagnozaj kriterioj de DSM-5. Ko kaj liaj kolegoj15 ekzamenis la validecon de IGD-kriterioj por junaj plenkreskuloj kaj raportis akcepteblan sentivecon, sed relative malalta diagnoza precizeco de la "trompado" kaj "eskapado". Eblas, ke adoleskantoj eble malpli konsciu pri ilia instigo de eskapo, kompare kun junaj plenkreskuloj. Alia ebleco estas, ke la kriterio de "eskapi" malofte rajtos en la komunuma specimeno, dum ĝi povus esti facile identigita en klinika specimeno. Ĉi tiu trovo ankaŭ povus reflekti, ke la diagnoza kriterio 'eskapi' ne povus esti unu el la esencaj simptomoj, kiuj identigas interretludantojn kaj plue distingas ilin de normalaj uzantoj, ĉar aliaj esploristoj asertis.15,37,38 Ĝi meritas plian esploradon por ekzameni la validecon de individuaj IGD-kriterioj de la DSM-5.
La rezultoj ankaŭ montris, ke tiuj, kiuj estas diagnozitaj kiel senordaj adoleskaj ludantoj, laŭ la SCI-IGD, montris signife pli altajn poentojn sur la K-skalo, unu el la plej ofte uzataj instrumentoj en Koreio por kribri IGD en adoleskantoj, indikante ke SCI IGD povas valide diferencigi senordajn adoleskantajn ludantojn de neordigitaj adorantoj. Estis ankaŭ pruvite, ke la senorda grupo taksata de la SCI-IGD estis signife malsama ol la senorda grupo sur pluraj psikosociaj variabloj, kiel depresio, angoro, konduto kaj atentaj problemoj, kaj emocia regregado, pri kiuj oni scias, ke ĉiuj estas asociita kun IGD. Kontraŭe, ne estis grava diferenco pri egalaj problemoj inter la malordigita grupo taksita de la SCI-IGD kaj la ne-malorda grupo. Ĝi konformas al la antaŭaj trovoj39 ke problemoj de egaluloj malpli rilatas al IGD ol aliaj faktoroj.
Laste, ĉi tiu studo montris la relative altan prevalencon (10.8%) de IGD-prevalenco kompare kun tiuj raportitaj en antaŭaj studoj.5 Ĉi tiu relative alta prevalenco povas esti atribuebla al la samplada procezo. Kiel raportite supre en la sekcio 'partoprenantoj', studentoj en iuj mezlernejoj partoprenis ĉi tiun studon kiel parton de la procezo de preventado kaj edukado por siaj uzantoj de pezaj ludoj, kaj kelkaj studentoj estis provitaj de interretaj kafejoj, kie adoleskantoj kun severaj interretaj problemoj kutime pasigas. la plimulto de sia tempo. Plia analizo montris, ke la prevalenta indico variis laŭ la specimenoj, kiuj iras de 3.3% ĝis 33.3%.
La limoj de ĉi tiu studo estis jenaj. Unue iuj analizoj suferis de relative malalta baza indico de IGD pro relative malgranda komunuma specimeno. Due, ĉar troa uzo de interretaj ludoj ĉe adoleskantoj gravegas por publika sano, ĉi tiu studo celis validigi la SCI-IGD por adoleskantoj ĝis 18-jaraĝaj. Tamen, sufiĉe juna specimeno de mezlernejaj studentoj estis varbita ĉar ni volis disvolvi intervjuaj demandoj facile kompreneblaj por junaj adoleskantoj kaj ekzamenas la fidindecon kaj diagnozan precizecon. Ĉar la ŝablono de la luduzado de adoleskantoj montriĝis simila tra aĝoj (Gentile 2009), oni supozis, ke la nunaj trovoj pri la fidindeco kaj valideco de la SCI-IGD povus esti ĝeneraligitaj al la pli maljunaj adoleskantoj. Tamen, en estontaj studoj, la nunaj trovoj devas esti replikitaj per pli granda specimeno kun pli malnovaj partoprenantoj.
Malgraŭ ĉi tiuj limoj, ĝi estas la unua provo disvolvi diagnozan strukturitan intervjuan mezuron de bone dokumentita fidindeco kaj valideco, kiu ofertas 1) erojn, kiuj respondas proksime al DSM-5-kriterioj; 2) duumaj asertoj pri la ĉeesto / foresto de malordo kaj ĉiu el ĝiaj simptomaj kriterioj; kaj 3) sufiĉa simpleco por permesi administradon de trejnita laika intervjuanto. Ĉi tiu nove disvolvita strukturita klinika intervjuo de IGD povas plenigi la bezonon de psikometre sana intervjuilo por taksi IGD kun pli precizeco ol la mallongaj ekzamenaj demandaroj. Ĝi kontribuos al plibonigi la precizecon de klinika diagnozo de IGD kaj plibonigi interkonsenton inter klinikistoj. Ĝi ankaŭ povus antaŭenigi esploradon por taksi la prevalencon, kurson, prognozon kaj riskajn faktorojn de IGD. Ĝenerale, la rezultoj de la nuna studo pruntas empirian subtenon por la koncepto de IGD proponita de la DSM-5 (APA, 2013). Kvankam la kerna unua paŝo por atingi ĝeneralan konsenton pri la koncepto kaj diagnozo de IGD estis farita, ankoraŭ restas pritraktataj demandoj en estontaj esploroj pri la naturo kaj prezentoj de IGD en malsamaj stadioj aŭ aĝoj.
Dankojn
La Agentejo pri Nacia Informa Socio (NIA), Koreio, provizis financadon de ĉi tiu studo. NIA havis neniun rolon en la studo-projektado, kolekto, analizo aŭ interpreto de la datumoj, verki la manuskripton, aŭ la decidon sendi la paperon por publikigo.
Referencoj
;
