(KLAUSO) Bidirektaj Asocioj Inter Mem-raportita Malordo pri Ludado kaj Plenkreskulaj Atentaj Malfavoj Hiperaktivaj Malsanoj: Indico De Specimeno De Junaj Svisaj Viroj (2018)

Fronto. Psikiatrio, 11 2018 | https://doi.org/10.3389/fpsyt.2018.00649

Simon Marmet1*, Joseph Studer1, Véronique S. Grazioli1 kaj Gerhard Gmel1,2,3,4

  • 1Alkohola Kuracado-Centro, Hospitalo de Lausana Universitato / CHUV, Lausanne, Svislando
  • 2Toksomanio Svislando, Laŭzano, Svislando
  • 3Centro por Dependeco kaj Mensa Sano, Toronto, ON, Kanado
  • 4Fako de Sano kaj Sociaj Sciencoj, Universitato de la Okcidenta Anglujo, Frenchay, Bristol, Unuiĝinta Reĝlando

fono: Gamado-malordo (GD) estis montrita por kunmeti kun atento-deficit-hiperactive-malordo (ADHD), tamen malmultaj studoj ĝis nun esploris siajn longitudajn asociojn.

Metodo: La specimeno inkluzivis 5,067 junajn svisajn virojn (averaĝa aĝo estis 20 jaroj ĉe ondo 1 kaj 25 jaroj ĉe ondo 3). Mezuroj estis la Game Addiction Scale kaj la Adult ADHD Self-Report Scale (6-ero-ekrano). La asocioj longitudinales estis provitaj uzante modeloj autoreresivos transversales por binaraj mezuroj de GD kaj ADHD, tiel kiel kontinuaj mezuroj por puntaje GD kaj subcalanoj de ADHD de atento kaj hiperactividad.

rezultoj: ADHD en aĝo 20 pliigis la riskon por GD en aĝo 25 (probit = 0.066 [0.023, 0.109]; p = 0.003). GD en aĝo 20 ankaŭ pliigis la riskon por ADHD ĉe ondo 3 (probit = 0.058 [0.013, 0.102]; p = 0.011). Nur la ADHD-malatenta subescala montris bistanĝan longitudan rilaton kun la GD-poentaro (normigita Beta de malatento en aĝo 20 al GD-poentaro en aĝo 25: 0.090 [0.056, 0.124]; p <0.001; de GD-poentaro en la aĝo de 20 ĝis neatentemo en la aĝo de 25: 0.044 [0.016, 0.071]; p = 0.002), dum asocioj inter la hiperaktiva subescala kaj GD ne estis signifaj.

Diskuto: GD havis bidirecciajn longitudajn asociojn kun ADHD, en kiu ADHD pliigis la riskon por GD kaj GD pliigis la riskon por ADHD, kaj ili povas plifortigi unu la alian. Ĉi tiuj asocioj povas esti ligitaj pli al la atento de ADHD-komponanto ol al la hiperactiveco ADHD-komponanto. Individuoj kun ADHD aŭ GD devus esti pruvitaj pro la alia malordo, kaj preventaj mezuroj por GD devus esti taksitaj en individuoj kun ADHD.

Enkonduko

Gamado-Malordo

Videoludado estas ĝeneraligita agado inter junaj viroj. Kvankam ludado estas senproblema libertempa agado kiel multaj aliaj por plej multaj homoj (1), ĝi kaŭzas problemojn por iuj, eventuale rezultante en ludanta malordo (GD), por kiu prevalencia taksoj en eŭropaj adoleskaj nacie reprezentaj ĝeneralaj populaciaj enketoj varias de ĉirkaŭ 1 ĝis 5% (2-4). Prevalenco povas esti pli alta en aziaj landoj (4, 5). GD estas pli ofta en pli junaj grupoj kaj viroj (3, 4, 6). GD estis difinita kiel troa kaj deviga uzo de videoludoj rezultantaj en sociaj kaj / aŭ emociaj problemoj (7). I ankaŭ estis asociita kun pluraj mensaj sanproblemoj kiel grava depresio, atenca deficito hiperaktiva malordo (TDAH), angoro kaj socia fobio / angoro (8, 9). Estas iom da diskutado pri tio, ĉu GD devus esti etikedita kiel kondutema (te ne-substanca) dependeco / malordo.10-12). I ne estas inkluzivita kiel tia en la nuna kvina eldono de la Diagnozo kaj Statistika Manlibro de Mensaj Malordoj (DSM-5) (13). Tamen, GD-subtipo, nome interreta ludado-malordo, estas konsiderata por inkludo kiel psikiatria malordo en la DSM-5. GD ankaŭ ne estas inkluzivita en la nuna Internacia Klasifikado de Malsanoj (ICD-10), sed ĝi estos inkluzivita kiel "ludanta malordo" en la venonta ICD-11 (14), sen la prefikso "interreto", malkiel en DSM-5. Malsamaj terminoj estas uzataj por "ludo-malordo", precipe "ludado-toksomanio" aŭ "problemaj vetludado." La termino "ludado-malordo" estas uzata ĉi tie ĉar ĝia uzo en la DSM-5 kaj ICD-11 plejeble plej sukcesos fari ĝin. populara termino en la estonteco. La nuna studo esploras laŭlonge kiel asocias GD kun alia komuna malordo en junaj viroj, nome ADHD.

Atento Deficito Hiperactiveco Malordo (ADHD)

ADHD estas klasifikita kiel neŭrobezona evoluo. I estas karakterizita per du komponantoj: malatento (ekzemple, ofte malatentita) kaj hiperakteco (ekz. Bezono moviĝi) (13). Prevalencaj indicoj de ADHD en lernejaj infanoj gamas de ĉirkaŭ 5 ĝis 7% (15). Tamen, studoj montris, ke la simptomoj de ADHD povas daŭri en plenkreskulo en proksimume unu ĝis du trionoj el la kazoj kaj ke ADHD povas tuŝi tiel multajn kiel 2.5 al 5% de la ĝenerala loĝantaro15). Sen traktado, ADHD rilatas al kondutaj, emociaj, sociaj, akademiaj kaj profesiaj problemoj (15). Plue, ADHD ankaŭ estis trovita esti rilata al mensaj sanproblemoj kaj toksomaniaj malsanoj (16-20), kaj ankaŭ kun pli malalta vivkontento (21).

ADHD kaj Ludado

Ekzistas relative malmulte da esploroj pri la ligo inter GD kaj ADHD. Ĉi tio estas parte ĉar antaŭ la DSM-5 inkludis interreton GD kiel kondiĉo por plia studado, en 2013, interreto GD ofte estis studita kune kun interreta dependeco, kaj nur poste kiel sendependa kondiĉo (22). En lastatempa recenzo, González-Bueso kaj Santamaría (8) identigis ok studojn, kiuj esploris la ligon inter interretaj ludaj malordoj kaj ADHD specife, el kiuj sep (85%) raportis signifan asocion, kvar el kiuj raportis grandan efikan grandon (AN ≥ 4.25). La sola longituda studo (23) inkluzivita en ilia revizio raportis neniun rilaton inter GD kaj ADHD. Pli frua recenzo ankaŭ trovis tiujn asociojn (22). Pli lastatempa studo longitudinal de specimeno de adoleskantoj (kun adoleskantoj kun alta risko de GD superŝutita), ne inkluzivita en ĉi-supraj recenzoj, trovis ke gepatra raportita hiperactividad / atento antaŭdiris mem-raportitan interretan GD 1 jaron poste, sed mem -informita interreto GD ne antaŭdiris signife antaŭdiratan prognozon hiperactividad / atento 1 jaro poste24).

Koncerne asociojn kun malatentaj kaj hiperaktivaj subskaloj de ADHD, alia freŝa studo raportis, ke atentaj problemoj (nur la malatento-subskalo estis mezurita) en adoleskantoj antaŭdiris interretan GD 1 jaron poste (25). Trans-sekca studo de 205 plenkreskuloj ankaŭ trovis, ke GD nur estis ligita al la malatento-subskalo de ADHD kaj ne al ĝia hiperaktiveco (26). Male, studo ĉe junaj infanoj (27) trovis, ke la malatenta subescalaĵo estis pli forte asociita kun GD en knabinoj, dum la hiperaktiva subescala pli forte asociis kun GD ĉe knaboj.

Pluraj teorioj estis proponitaj por la ligo inter ADHD kaj GD. Ekzemple, la "optimuma stimula modelo" proponas, ke individuoj kun ADHD havas pli altan sojlon por atingi agrablan nivelon de ekscito, kaj la rapidaj vidaj kaj akustikaj stimuloj en komputilaj ludoj postulantaj rapidajn motorajn respondojn povas esti maniero atingi ĉi tiun nivelon (27). Alia teorio, la "prokrasta aversona teorio" sugestas, ke individuoj kun ADHD preferas pli malgrandajn tujajn rekompencojn super pli grandaj prokrastitaj rekompencoj, kaj komputilaj ludoj povas provizi tiajn tujajn kaj kontinuajn rekompencojn (27). Plue, individuoj kun ADHD eble suferas de sindromo kun manko de rekompenco kun mankoj en dopamina neurotransmisio: videoludoj rezultigantaj signifan dopaminan liberigon eble estas maniero trakti ĉi tiun rekompencon.28). La sama mekanismo povas ankaŭ klarigi la altan komorbidecon inter ADHD kaj substancuzuzaj malordoj (SUDoj). Panagiotidi (26) ankaŭ proponis, ke ludado povus plibonigi vidan atenton, kiu tendencas esti malpliigita en individuoj kun ADHD, kiuj eble estas ludoj kiel rimedo kontraŭi tiun deficiton. Efektive, lastatempa recenzo (3) trovis asocion inter videoludado kaj vida atento, tamen, ĉi tiu asocio estis iom malgranda kaj kaŭza rilato ankoraŭ ne estis establita. Tamen ekzistas iuj teorioj kiuj klarigas la ligon inter GD kaj ADHD, nuntempe mankas pruvoj empíricas kiu apogas ĉi tiujn teoriojn, kaj ĝi eblas kiu ne ekzistas rilato causal inter la TDAH kaj la GD.

Plej multaj klarigoj kaj esploroj temis pri kiel la TDAH kondukas al GD, kvankam ankaŭ iuj klarigoj pri rilato en la alia direkto estis proponitaj. Precipe, simptomoj de TDAH povas fari pli allogajn ludojn, dum pliigita ludado povas, samtempe, pliakrigi simptomojn kun TDAH "per provizado de aktiveco kiu kontinue plifortigas la ĝustan malinhibicion, rapidan respondecon, bezonon de tuja rekompenco, kaj malatento, kiuj estas zorgoj".29). Studo inter infanoj kaj adoleskantoj (30) montris, ke pli granda ekspozicio pri televidaj kaj videoludoj (horoj spektantaj aŭ televidaj) estis asociita kun pli grandaj atentaj problemoj, kvankam kontrolitaj de pli fruaj atentaj problemoj. Alia studo (31) eĉ trovis dudirektajn asociojn inter videoludaj ekspozicio kaj atentaj problemoj, sugestante, ke infanoj kun atentaj problemoj povas pasigi pli da tempo ludante, kio povas pliigi siajn postajn atentajn problemojn. La aŭtoroj ankaŭ sugestis, ke elektronikaj ekranaj rimedoj, ekzemple videoludoj, precipe tiuj kun perforto, povas esti tre ekscitaj kaj, kun la tempo, pliigi la sojlon de individuo por dezirata nivelo de stimulo, kio tiam povas konduki al problemoj temigantaj malpli ekscitajn agadojn kiel laboro aŭ studado (la "ekscita hipotezo") (31). Alternativa hipotezo, la "delokiga hipotezo", supozas, ke individuoj pasigante multan tempon ludante ludojn pasigas malpli da tempo kun kognaj kaj fizike pli taŭgaj agadoj, kiuj povus plibonigi sian kapablon enfokusigi (27, 31).

Celoj

Ĉi tiu studo celis reekzameni la asocion inter GD kaj ADHD en longituda specimeno de junaj svisaj viroj. Ni unue esploris, ĉu niaj datumoj konfirmis transversajn asociojn inter GD kaj ADHD kaj la subdiskoj de ADHD de malatento kaj hiperaktiveco. En dua paŝo, ni testis la longitudajn asociojn inter GD kaj ADHD uzante aŭtoregresan kruc-malfruan (ARCL) modelon. La modelo ekzamenis ĉu ADHD en la aĝo de 20 estis asociita kun GD en la aĝo de 25, ĉu GD en la aĝo de 20 estis asociita kun ADHD en 25, aŭ ĉu estis dudirektaj asocioj inter GD kaj ADHD. Ni ankaŭ provis GD pri longitudaj asocioj kun malatenteco kaj hiperaktiveco de ADHD. En tria paŝo, ni testis ĉu partoprenantoj kun ADHD kaj GD ĉe ondo 1 (ĉirkaŭ 20 jaroj) havis pli malbonajn rezultojn kun ambaŭ el tiuj malordoj ĉe ondo 3 (ĉirkaŭ 25 jaroj) ol partoprenantoj kun GD nur aŭ ADHD nur, kiel same kiel pluraj aliaj rezultoj eble asociitaj kun ADHD aŭ GD, nome grava depresio, mensa sano, vivkontento kaj malbona agado en la laboro aŭ lernejo.

metodoj

Specimenaj

La specimeno devenas de la Kohorta Studo pri Substancaj Riskaj Faktoroj (C-SURF; www.c-surf.ch). Ĉi tiu studo sekvas grandan specimenon de junaj svisaj viroj rekrutitaj en sia malfrua adoleskeco ĝis sia plenaĝa vivo, kun mezuroj ĉe la aĝo de proksimume 20, 21 kaj 25-jaroj, kun pli da mezuraj ondoj en planado. La ĉefa celo de la studo estas taksi skemojn, trajektoriojn, kaj rilatajn riskojn aŭ protektajn faktorojn de uzado de substancoj kaj ne-substancaj kondutoj en ĉi tiuj junaj viroj (32, 33).

Enskribo por la baza takso okazis inter aŭgusto 2010 kaj November 2011 en tri el ses naciaj svisaj armeaj rekrutadaj centroj, situantaj en Lausanne, Windisch kaj Mels (kovrante 21 el 26 svisaj kantonoj), dum la rekrutadprocedo por militservo. Ĉi tiuj proceduroj estas devigaj por ĉiuj junaj svisaj homoj ĉirkaŭ la aĝo de 20, tial la specimenado je ĉi tiu okazo havas la avantaĝon kovri la plej multajn junulojn de tiu kohorto. Respondoj al demandaroj estis sendependaj de armeoproceduroj kiam individuoj respondis private en sia hejmo kaj konfidenco de la armeo estis certigita. Partoprenantoj povis elekti inter paperaj demandaroj per poŝto aŭ interretaj demandaroj alireblaj per ligilo sendita per retpoŝto. Totalo de 13,237 de junaj viroj estis petita partopreni la studon, kaj 7,556 finfine donis sian skriban konsenton por partopreni la studon, pri kiu 5,987 redonis la bazan enketilon (ondumis 1) kaj 5,516 redonis la duan sekvan demandaron ( Ondo 3) inter aprilo 2016 kaj marto 2018. Pliigi respondoprocentojn, partoprenantoj, kiuj ne respondis la demandaron post normaj memorigiloj, estis kuraĝigitaj de trejnitaj intervjuistoj per telefonvokoj por partopreni (33).

La nuna studo inkluzivas ĉiujn partoprenantojn de 5,125 (85.6% retenan indicon), kiuj respondis al la bazliniaj kaj duaj sekvaj demandaroj. De tiuj, 58 (1.1%) partoprenantoj kun mankantaj valoroj por GD aŭ ADHD en ondoj 1 aŭ 3 estis ekskluditaj, lasante 5,067-partoprenantojn inkluditaj en nia nuna analizo. Partoprenantoj ricevis kuponojn (50 CHF por demandaro) kiel kompenson por iliaj klopodoj. Datumoj de ondo 2 ne estis uzataj (escepte por fali mankantajn valorojn, vidu statistikan sekcion) ĉar la mezuro por TDAH estis nur inkluzivita en ondoj 1 kaj 3. La esplorprotokolo estis aprobita de la Komitato pri Homa Ekologia Esploro de la Kantono Vaŭdo (Protokolo Nr. 15 / 07).

Mezuroj

Malordoj pri Ludoj kaj TDAH

Malordo de ludo

Ludmalsano (GD, lastaj 6 monatoj) estis mezurita uzante la Game Addiction Scale (GAS) ()7), kiu estis tradukita al la germana kaj la franca por ĉi tiu studo. La skalo konsistas el sep artikoloj de tipo Likert kun kvin respondaj opcioj de 0 (neniam) al 4 (tre ofte), kaj partoprenantoj, kiuj respondis almenaŭ tri erojn kun poentaro de almenaŭ 2 (kelkfoje) estis difinitaj kiel prezentado de GD, kiel sugestis Lemmens kaj Valkenburg (7). Plie, kontinua poentaro kiel la sumo de la sep eroj estis uzata (de 0 ĝis 28). La vortumado de GAS ŝanĝis iomete inter ondoj 1 kaj ondoj 3. En ondo 1, la vortumado inkluzivis, krom ludado, la tempon pasigitan en la interreto (ekz., "Ĉu vi sentis vin ĉagrenita kiam vi ne povis ludi aŭ por pasigi tempon en la interreto?”; kursiva parto estis aldonita kaj diferencis de la originala vortumo de GAZ). Ĉi tio estis farita, ĉar en la momento kiam la demandaro por ondo 1 estis disvolvita, oni supozis, ke multaj ludoj implicas interretajn agadojn, kaj ke GD povas esti neebla sen pasigi tempon en la interreto (interretaj ludoj). Post la DSM-5 (13), eldonita en 2013, inkluzivis interretan GD kiel kondiĉon por plua studado, evidentiĝis, ke ludado devas esti mezurata klare kaj ne miksita kun tempo pasigita en interreto, kaj la originala Ludo pri Dependeco de Ludoj (sen aldoni referencon al la interreto en la vortumado de la demandoj) estis do uzata en ondo 3. Por klarigi la diferencojn en vortigo de la GAS en ondo 1 kaj ondo 3, por plibonigi kompareblecon tra ondoj kaj redukti falsajn pozitivojn, la GD-poentaroj de partoprenantoj, kiuj faris ne ludi ludojn almenaŭ ĉiusemajne (kaj tial eble havas GAS-poentaron pro ne-ludanta rilata interreta uzo) estis agorditaj al 0 en ambaŭ ondoj. La Alfao de Cronbach por la GAS-skalo estis 0.895 en ondo 1 kaj 0.868 en ondo 3.

Malordo de plenaĝa atento kun hiperaktiveco

Malsano de plenaĝa atento kun hiperaktiveco (TDAH, lastaj 12 monatoj) estis mezurata uzante la ses-artikolan version de la Skalo pri Mem-raporto pri Adult ADHD (ASRS-v1.1) (34) disvolvita de la Monda Organizaĵo pri Sano (OMS) kaj bazita sur la diagnozaj kriterioj de DSM-IV ()35). Kvar eroj taksis la ADHD-malatentajn subescalojn kaj du erojn taksis ĝian hiperaktivan subescalon (vidu Tabelon 2). Respondopcioj estis sur kvin-punkta Likert-tipa skalo intervalanta de 0 (neniam) al 4 (tre ofte). Por konstrui binaran mezuron de ADHD, aĵoj estis dikotomigitaj - almenaŭ 2 (kelkfoje) por la unuaj tri eroj kaj almenaŭ 3 (ofte) por la lastaj tri eroj - kaj ADHD estis difinita kiel la ĉeesto de almenaŭ 4 simptomoj kiel sugestite de la aŭtoroj de la skalo (34). Por analizo pri la kontinua ADHD-subskaloj de malatento kaj hiperaktiveco, kalkuliĝis la meznombro de la Likert-skalaj eroj (kun valoroj de 0 ĝis 4). Cronbach's Alpha por la ADHD-skalo estis 0.798 en ondo 1 kaj 0.778 en ondo 3.

Skaloj pri Malfunkcio Uzata Substanco

Malordo de alkoholo

Alkoholaĵa malordo (AUD, lastaj 12 monatoj) estis mezurata uzante 12-objektojn por la kriterioj 11 DSM-5 (13, 36, 37) por AUD en jes / ne. La modera detranĉo DSM-5 estis uzata por difini AUD. La Alfao de Cronbach por la AUD-skalo estis 4 en ondo 0.729 kaj 1 en ondo 0.696.

Malordo de uzado de cannabis

Cannabis uzo-malordo (lastaj 12 monatoj) estis mezurita uzante la reviziitan version de la Cannabis Use Disorder Identification Test [CUDIT-R; (38), bazita sur (39)]. La testo konsistas el 8 kvinpunktaj Likert-tipaj aĵoj intervalantaj de 0 (neniam) al 4 (ĉiutage aŭ preskaŭ ĉiutage), mezuro de la ofteco de kanabuzo intervalanta de 1 (ĉiumonate aŭ malpli ofte) ĝis 4 (kvar aŭ pli da fojoj semajne), kaj unu ero kun du respondaj ebloj, 0 (fumado de kanabo por amuzo) aŭ 4 (fumado de kanabo pro kutimo). Eltranĉo de 8 el 40 eblaj punktoj estis uzata por difini kanabuzan malordon. La Alfao de Cronbach por la skala malordo-uzo de kanabo estis 0.894 en ondo 1 kaj 0.906 en ondo 3.

Malordo de tabakuzo

Tabako-uzokutimo (lastaj 12-monatoj) estis taksita uzante ses erojn de la Fagerström-Testo por Nikotina Dependaĵo (TTTN)40). Eltranĉo de 3 el 10 eblaj punktoj estis uzata por difini tabakan malordon. La Alfao de Cronbach por la skalo de malordo de tabako estis 0.719 en ondo 1 kaj 0.702 en ondo 3.

Grava Depresio kaj Mensa Sano

Simptomoj de grava depresio

Simptomoj de grava depresio en la lastaj 2 semajnoj estis mezuritaj per la Plej Deprimema Inventaro de OMS (41), konsistanta el 12 ses-punktaj Likert-tipaj frazoj, kiuj mezuras 10-kriteriojn kaj iras de 0 (neniam) al 5 (ĉiam); du kriterioj estis taksitaj per po du asertoj, kun nur la plej alta valoro de la du asertoj uzata por la sumpoentaro. La sumo de la kriterioj-poentaroj, de 0 ĝis 50, estis uzata en ĉi tiu analizo. La Alfao de Cronbach por la ĉefa depresia skalo estis 0.889 en ondo 1 kaj 0.888 en ondo 3.

Mensa sano

Mensa sano estis taksita per la Instrumento pri Enketo pri Medicinaj Rezultoj, kiu estas v12 (SF-2)42). La resumoj de mensaj komponantoj estis lineare transformitaj en norm-bazitajn poentarojn (meznombre = 50; SD = 10). La Alfao de Cronbach por la skalo de mensa sano SF-12 estis 0.772 en ondo 1 kaj 0.790 en ondo 3.

Kontenta Kontenteco kaj Malbona Efikeco ĉe Laboro / Lernejo

Vivo kontentigo

Vivo-kontento estis mezurata uzante la Kontentigan Vivosalon43), konsistanta el kvin eroj kun sep respondaj opcioj de 1 (forte malkonsentas) al 7 (forte konsentas). La sumo de la eroj (de 5 ĝis 35) estis kalkulita por la analizo. La Alfao de Cronbach por la vivo-kontentiga skalo estis 0.772 en ondo 3. Viva kontento ne estis mezurita en ondo 1.

Malbona efikeco ĉe laboro / lernejo

Malbona efikeco en la laboro / lernejo estis mezurita per ondo 1 kaj 3 per ununura demando demandante al partoprenantoj ĉu ili fartis malbone en la lernejo aŭ laboro, aŭ malantaŭe laboris, en la lastaj 12 monatoj. Respondopcioj estis de neniam ĝis 10 aŭ pli da fojoj. Ĉi tiu demando estis adaptita de la enketo de ESPAD (44).

Por ĉiuj uzitaj skaloj, mankantaj valoroj sur unuopaj eroj estis anstataŭigitaj per la skala mezumo. Se pli ol 20% de la aĵoj de la pesilo mankis, la pesilo estis konsiderata kiel mankanta.

Statistika Analizo

Priskriboj de statistiko estis kalkulitaj, kaj ŝanĝoj en oftecoj de GD kaj ADHD inter bazlinio (ondo 1) kaj la dua sekvaĵo (ondo 3) estis testitaj per McNemar-chi-kvadrataj testoj. Transversaj diferencoj inter partoprenantoj kun kaj sen GD estis testitaj per logistikaj regresoj. Ĉiuj regresoj estis adaptitaj por aĝo kaj lingva regiono. Priskriboj de statistiko kaj datumoj preparis SPSS 25. Por testi longitudajn asociojn inter GD kaj ADHD, ARCL-modeloj estis taksitaj uzante MPLUS 8.0 (45). ARCLoj estas formo de struktura ekvacia modelado ofte uzata por priskribi evoluajn procezojn inter du (aŭ pli) konstruoj tra multoblaj tempopunktoj [por superrigardo, vidu (46)]. Niaj ĉefaj interesoj estis la preterpasitaj vojoj reprezentantaj la longitudan efikon de GD en aĝo 20 pri ADHD en aĝo 25, kaj de ADHD en aĝo 20 sur GD en aĝo 25, konsiderante la autocorrelación de la sama konstruo tra tempopunktoj kaj la transversa korelacio inter malsamaj konstruoj samtempe. Por la binaraj mezuroj de GD kaj ADHD, la ARCL estis taksita uzante la mezvaloron de plej malgranda kvadrata meznombro kaj varianco (WLSMV), kiu redonas por binaraj variabloj probitajn regresiajn koeficientojn. La WLSMV-proksimumilo permesas la korelacion inter la variabloj samtempe samtempe modeliĝi. Por aldona facileco de interpretado, probitaj koeficientoj estis transformitaj al OR-ekvivalentoj. _ORs_ povas esti proksimuma multiplikante provit-koeficientojn per la norma devio de la loĝistika distribuo [(Π2 / 3) −−−−−−−

= 1.81] kaj tiam uzante la eksponentan funkcion de la rezultanta koeficiento (47). Por la ARCL inter la kontinua GD-poentaro kaj la ADHD-malatentado kaj hiperaktiveco-subscaloj, ni uzis la fortikan Maksimuman-Verŝajnecan kvanton (MLR), kiu estas fortika por dekliveco en la rezultaj variabloj. En tria paŝo, ni esploris, ĉu partoprenantoj kun ambaŭ GD kaj ADHD ĉe ondo 1 havis pli malbonan situacion rilate GD, ADHD, gravan depresion, mensan sanon, vivan kontenton, kaj malbonan rendimenton ĉe laboro aŭ lernejo 3 ol partoprenantoj kun neniu GD nek ADHD, aŭ kun GD sole aŭ ADHD sole. Diferencoj inter ĉi tiuj grupoj ankaŭ estis testitaj per logistikaj regresioj por binaraj rezultoj, kun ordaj regresioj por ordaj rezultoj (malbona rendimento en la laboro aŭ lernejo) kaj kun lineara regreso por kontinuaj rezultoj (skalaj poentaroj). Regresoj por grava depresio, mensa sano, kaj malbona rendimento en la laboro aŭ lernejo estis ĝustigitaj por iliaj respektivaj bazlinioj (en aĝo 20). Baza valoroj ne estis disponeblaj por vivo-kontento.

Ĉar SUD-oj rilatas al TDAD, ekz. (19), same kiel kun GD (1), ĉiuj niaj laŭlongaj analizoj estis ĝustigitaj per la kontinuaj poentaroj de la alkoholaj, tabakaj kaj kanabaj malordaj skaloj ĉe ondo 1 por kontroli la efikon de SUD-kunokazado kun GD aŭ ADHD ĉe ondo 1 sur GD kaj / aŭ ADHD ĉe ondo 3. Ĉar nia intereso pri ĉi tiuj analizoj estis en la laŭlonga efiko de GD kaj ADHD, la longitudaj analizoj ne estis ĝustigitaj por SUD ĉe ondo 3. Ankaŭ SUD ĉe ondo 3 povus esti parte konsekvenco de GD kaj ADHD ĉe ondo 1, kaj ĝustigado por ili povas do forigi parton de la vera efiko de GA aŭ ADHD ĉe ondo 1 sur GD kaj ADHD ĉe ondo 3. Mankantaj valoroj sur ĉi tiuj SUD-skaloj estis imputitaj por 264 kazoj en ondo 1 kaj 49 kazoj en ondo 3, uzante multnombraj imputoj en MPLUS 8.0 en Bajeza kadro, kreante 20 imputitajn datumajn arojn per la skaloj SUD kaj ankaŭ uzi mezurojn por la tri substancoj en ĉiuj tri ondoj plus aĝo kaj lingvo. Entute la efiko de SUD sur la asocioj inter GD kaj ADHD estis malgranda, kaj ni do nur montras analizojn ĝustigitajn per SUD en la tabeloj kaj ciferoj.

rezultoj

Transversaj Asocioj

tablo 1 montras priskribajn rezultojn kaj prevalencon de GD, ADHD kaj SUD. Prevalenco de GD malpliiĝis de 8.8% en ondo 1 al 6.3% en ondo 3 [McNemar-testo χ2 (1)

= 29.81; p <0.001]. Prevalenco de ADHD kreskis de 5.7% en ondo 1 ĝis 7.6% en ondo 3 [McNemar-testo χ2 (1)

= 18.68; p <0.001]. Transversale, ADHD estis pli ofta ĉe partoprenantoj kun GD ol sen GD, en ambaŭ ondoj, kun Odds Ratio (OR) de 3.21 [2.39, 4.32] por ondo 1 kaj 2.56 [1.86, 3.52] por ondo 3. SUDoj estis ne signife asociita kun GD en ondo 1, tamen SUDoj estis signife pli oftaj ĉe partoprenantoj kun GD ol sen GD en ondo 3. Sekve, adapti por SUD nur marĝene ŝanĝis la asocion inter ADHD kaj GD en ondo 1, sed reduktis ĉi tiun asocion en ondo 3 (de OR = 2.56 ĝis OR = 2.08). La averaĝaj poentaroj de ĉiu el la ses ADHD-eroj estis pli altaj ĉe partoprenantoj kun GD ĉe ondoj 1 kaj 3, kvankam ĉi tio ne estis signife pli alta por la dua ero de la sub-skalo de hiperaktiveco de ADHD ("pelita de motoro"; Tablo 2). Ambaŭ la malegalaj subaranĝoj de hipnotakcio kaj hiperaktiveco estis transversale asociitaj kun GD en ondoj 1 kaj 3, tamen, diferencoj inter partoprenantoj kun kaj sen GD estis pli prononcitaj por la malatenta subescalo (vidu Tabelon) 2). Kiam ambaŭ subskaloj eniris regresian modelon kun GD kiel rezulto, nur neglektemo estis signife asociita kun GD (Tabelo) 2) en ambaŭ ondoj.

TABLEO 1

tablo 1. Ekzemploj de statistiko kaj transversaj asocioj inter ludado kaj TDAH.

TABLEO 2

tablo 2. Diferencoj en individuaj ADHD-artikoloj kaj ADHD-subescalas inter partoprenantoj kun kaj sen ludado.

Longitudaj Asocioj

Partoprenantoj kun GD ĉe ondo 1 pli verŝajne montros ADHD ĉe ondo 3, kaj partoprenantoj kun ADHD ĉe ondo 1 pli verŝajne montros GD ĉe ondo 3 (Tablo 3). Ĉi tiuj asocioj estis testitaj per ARCL-modelo (Figuro.) 1), kiu montris, ke GD kaj ADHD havis signifajn biarektajn longitudajn asociojn, eĉ se oni konsideras aŭtomatan korelacion de la sama mezuro tra tempo kaj korelacio inter GD kaj ADHD samtempe. La koeficiento por ADHD ĉe ondo 1 sur GD ĉe ondo 3 estis simila (normigita probit = 0.066 [0.023, 0.109]; p = 0.003; responda al OR de 1.72) al la koeficiento por GD ĉe ondo 1 sur ADHD ĉe ondo 3 (normigita probit = 0.058 [0.013, 0.102]; p = 0.011; responda al OR de 1.47). Alĝustigoj por SUD havis nur malgrandan efikon al la interkrucitaj padoj (koeficientoj unadjusted por SUD estis 0.078 kaj 0.057, rezultoj ne montritaj).

TABLEO 3

tablo 3. Prevalenco kaj nombroj de ludaj malordoj kaj ADHD en ondo 3 kiel funkcio de luda malsano kaj ADHD-statuso ĉe ondo 1.

FIGURO 1

figuro 1. Aŭteregresema krucigiteca modelo inter duumaj mezuroj por ludado-malordo kaj TDAD. Ĉiuj vojoj montritaj estas signifaj ĉe la p <.05-nivelo. WLSMV estis la estimilo uzita. Koeficientoj estas normigita probit. Alĝustigita por aĝaj, lingvaj kaj substancaj malordoj ĉe ondo 1. ADHD, atentodeficita hiperaktiveco.

Koncerne longitudajn asociojn inter ADHD-subaj skoltoj kaj GD-poentaro, la ARCL inkluzive de GD-poentaro kaj la ADHD-malatento kaj hiperaktiveco-subscalojn nur montris signifan (precipe bidirekta; vidu figuron 2) asocioj inter GD-poentaro kaj ADHD-malatenta subescala (normigita Beta de malatento aĝo 20 al GD-poentaro en aĝo 25: 0.090 [0.056, 0.124]; p <0.001; de GD-poentaro en la aĝo de 20 ĝis neatentemo en la aĝo de 25: 0.044 [0.016, 0.071]; p = 0.002). La ADHD hiperaktivaj subzoj montris neniujn signifajn longitudajn asociojn kun GD-poentaro (normigita Beta de hiperakteco en aĝo 20 al GD-poentaro en aĝo 25: −0.025 [−0.054, 0.005]; p = 0.102; de GD-poentaro je aĝo 20 al hiperakteco en aĝo 25: 0.004 [−0.023, 0.031]; p = 0.755).

FIGURO 2

figuro 2. Aŭtoregresema krucigiteca modelo inter kontinuaj mezuroj de ludado-malordo kaj la malatentado kaj hiperaktiveco-subskaloj de ADHD. GD, ludanta malordo; Inatt, malatento; Hiperakteco. Nur signifap <.05) koeficientoj estas montritaj. Vojoj en griza takso estis, sed ne signifis. MLR estis la kalkulilo uzata. Koeficientoj estas normigita beta. Alĝustigita por aĝaj, lingvaj kaj substancaj malordoj ĉe ondo 1.

Rezultoj en partoprenantoj kun Comorbid GD kaj ADHD

Kiel montrita en Tablo 3, la prevalenco de GD ĉe ondo 3 estis plej alta ĉe partoprenantoj kun GD kaj ADHD ĉe ondo 1 (32.3%), sekvita de tiuj kun GD nur ĉe ondo 1 (20.4%) kaj tiam tiuj kun ADHD nur ĉe ondo 1 (8.0%) . Ĉi tiuj ankoraŭ montris GD iom pli oftan ol partoprenantoj kun nek GD nek ADHD ĉe ondo 1 (4.6%). Tiel, havi ADHD nur ĉe ondo 1 estis asociita kun pli altaj rapidoj de GD en ondo 3 kompare kun partoprenantoj kun nek GD nek ADHD ĉe ondo 1 [nealĝustigita OR = 1.81 [1.10, 3.00]; post ĝustigado por aĝo, lingvo kaj SUD, la koeficiento (OR = 1.60 [0.95, 2.69]) estis ĝuste sub la signifa nivelo]. Plue, GD ĉe ondo 1 pli persistis en ondo 3 inter partoprenantoj kun ADHD kaj GD ĉe ondo 1 ol inter partoprenantoj kun GD nur ĉe ondo 1 (la neajustigita koeficiento estis 1.87 [1.05, 3.32], tamen post ĝustigo por aĝo , lingvo kaj SUD la rezulta koeficiento estis nur sub signifo: OR = 1.73 [0.96, 3.12]). Aliflanke, kvankam GD ĉe ondo 1 estis asociita kun novaj komencoj de ADHD en ondo 3 (9.1% kompare kun 5.7% en la referenca grupo: OR = 1.63 [1.12, 2.36]), ADHD ne estis pli konstanta en ondo 3 inter partoprenantoj kun GD kaj ADHD ĉe ondo 1 (33.8%) kompare kun partoprenantoj kun ADHD nur ĉe ondo 1 (35.1%; ĝustigita A = = 0.92 [0.51, 1.66]). Fine, la kombinaĵo de ADHD kaj GD en ondo 3 estis plej ofta (10.8%) ĉe partoprenantoj, kiuj jam havis ADHD kaj GD en ondo 1, sed la persista rapideco de ĉi tiu kombinaĵo (10.8%) ne estis tre alta.

La partoprenantoj kun kombinaĵo de GD kaj ADHD ĉe ondo 1 havis la plej malbonajn poentarojn por ĉiuj aliaj rezultoj mezuris (Tabelo) 4): plej altaj poentaroj pri grava depresio, plej malaltaj poentaroj pri mensa sano kaj vivo-kontento, kaj plej alta frekvenco de malbona rendimento ĉe laboro aŭ lernejo. Partoprenantoj kun ADHD nur ĉe ondo 1 havis iom pli bonajn rezultojn ol tiuj kun GD kaj ADHD ĉe ondo 1; partoprenantoj kun GD nur ĉe ondo 1 ankoraŭ pli bone (kvankam ne ĉiuj koeficientoj estis signifaj), kaj tiuj kun nek GD nek ADHD ĉe ondo 1 havis la plej pozitivajn aliajn rezultojn.

TABLEO 4

tablo 4. Diferencoj pri gravaj depresioj, mensa sano, vivo-kontentigo kaj malbona rendimento en la laboro / lernejo kiel funkcio de ludado kaj situacio de ADHD ĉe ondo 1.

diskuto

Ĉi tiu studo celis reestudi la asocion inter (GD) kaj atenca deficito kun hiperaktiveco (TDAH) en longituda specimeno de junaj svisaj viroj. Ĉe ambaŭ mezuraj punktoj, GD estis konsiderinde pli ofta (OR-ondo 1: 3.21 [2.39, 4.32]; Aŭ ORO 3: 2.56 [1.86, 3.52]) inter partoprenantoj kun TDAH ol inter tiuj sen TDAH. Simile, ADHD estis pli ofta inter partoprenantoj kun GD ol tiuj sen GD. Ĉi tiuj konkludoj bone kongruas kun ekzistantaj studoj montrante transversajn asociojn inter GD kaj ADHD (8). Gravas, nia studo ankaŭ identigis longitudajn asociojn en ambaŭ direktoj: ADHD en aĝo 20 pliigis la riskon de GD en aĝo 25, kaj GD en aĝo 20 pliigis la riskon de TDAH en aĝo 25. Is nun nur malmultaj studoj esploris longitudajn asociojn (8) inter ADHD kaj GD, kaj, al la plej bona scio de la aŭtoroj, neniu studo montris tamen bidirektajn asociojn inter ADHD kaj GD.

Pluraj teorioj estis proponitaj koncerne la mekanismojn fundamentajn asocojn inter ADHD kaj videoludado. Notinde, videoludado povas optimume stimuli individuojn kun ADHD per provizado de ekscita aktiveco kun tuja rekompenco: ĝi do povas esti maniero trakti la simptomojn de ADHD. Tamen, ĉar ludado disponigas precize tion, kion individuoj kun ADHD eble preferas, ofta ekspozicio al tia potenca stimulo povas samtempe plifortigi ADHD-simptomojn (29) kaj kaŭzas malpli intereson pri aliaj gravaj agadoj kiel laboro aŭ lernejo. Ludado ankaŭ povas eluzi signifan kvanton da tago de individuo, plue reduktante tempon dediĉitan al aliaj agadoj, kiuj povas esti malpli problemaj por, aŭ eĉ pozitive influi, la kurso de ADHD (27, 31). Ĉi tiuj efikoj de la ekspozicio al videoludado povas eĉ esti plifortiĝintaj se oni kombinas ilin kun la misfunkciaj simptomoj de GD, kiel zorgoj aŭ obsedo pri ludado aŭ eĉ retretaj simptomoj kiam ili ne povas ludi. Tamen gravas rimarki, ke neniu el tiuj eblaj klarigoj por asocii GD kaj ADHD estis subtenita kun sufiĉaj pruvoj ĝis nun, estas evidente pli da esploroj bezonataj rilate la mekanismon ligantan GD kaj ADHD.

Neatentiĝo kontraŭ Hiperaktiveco

Plia trovo estis, ke la malatentemo kaj hiperaktiveco-subskaloj de ADHD ankaŭ montris signifajn transversajn asociojn kun GD. Tamen, se komune enirita en regresiĝa modelo, nur neglektemo restis signifa, indikante, ke la ligo inter ADHD kaj GD povas ĉefe esti respondecita de ĉi tiu variablo. Simile, la ARCL-modelo uzanta ambaŭ la kontinuajn ADHD-subskalojn kaj la GD-poentaron montris, ke la ligo inter ADHD kaj GD (en ambaŭ direktoj) estis dominita de la malatentema subescalo, kun longitudaj asocioj por la hiperakteca subescalo ne-signifaj (kaj eĉ iomete. negativa). Ĉi tiu trovo kongruas kun tiuj de pli frua transversa studo (26) De 205-plenkreskuloj, kiuj trovis ke la hiperaktiva subescala ne estis signife ligita kun GD. Panagiotidi (26) sugestis, ke ebla klarigo pri la ligo inter la ADHD malatentigo sub-skalo kaj GD estis ke ludado plibonigis vidan atenton kaj tial individuoj kun ADHD povus uzi videoludadon kiel mem-medikamento por la difektoj al sia atento. Aliflanke, studo de junaj infanoj (27) trovis, ke la hiperaktiva subescala asociis pli forte al GD inter knaboj, dum la malatentata subescala pli forte asociis kun GD inter knabinoj. Tamen, la fakto, ke ĉi tiu specimeno estis multe pli juna (aĝo de 5.8-jaroj) kaj iliaj demandaroj plenigis iliaj gepatroj, malfacilas kompari ĉi tiujn rezultojn kun niaj. Lopez et al. (48) ankaŭ raportis, ke problemoj pri mistraktoj, kiuj povas kunhavi iujn mekanismojn kun kondutaj dependecoj, estis pli oftaj ĉe individuoj kun kombina malatento-kaj-hiperaktiveca subtipo ol en tiuj kun la ĉefe distrita subtipo. Estas certe pli da esploroj bezonataj rilate al la asocio de ADHD-komponantoj kun GD.

Rezultoj de partoprenantoj kun GD kaj ADHD

La nuna studo testis ĉu individuoj kun GD kaj ADHD en aĝo 20 havis pli malbonajn rezultojn en aĝo 25 ol individuoj kun nur GD aŭ nur ADHD. Niaj rezultoj indikas, ke GD povus esti pli persistema (te ĉe ĉe ondoj 1 kaj 3) inter individuoj, kiuj ankaŭ havis ADHD en aĝo 20 ol inter tiuj kun nur GD en aĝo 20, tamen, la koeficiento en nia studo estis nur sub graveco post alĝustigo por SUD, indikante ke aliaj faktoroj krom ADHD ankaŭ povas influi la persiston de GD. Ĉi tio kongruas kun similaj indikoj el la kampo de SUDoj, kiuj montras, ke ADHD povas havi negativan efikon sur la kursojn de tiuj malsanoj, te, individuoj kun TDAH povas fariĝi toksomaniuloj pli facile kaj havi pli malaltajn impostojn.15). La nuna studado sugestas, ke ĉi tio povas esti ne nur la kazo por SUD -oj, sed ankaŭ por rezultoj kiel ekzemple DG. Tamen, ADHD ne estis pli konstanta inter partoprenantoj kun komorbida GD kaj ADHD en aĝo 20 ol inter partoprenantoj kun ADHD nur en aĝo 20. Ĉi tio indikas, ke GD eble ne negative influos la kurson de jam ekzistanta TDAH.

En aĝo 25, partoprenantoj kun ambaŭ ADHD kaj GD en aĝo 20 havis la plej malbonajn rezultojn sur ĉiuj aliaj skaloj mezuritaj - SF-12-mensa sano-skalartoj, gravaj depresiotoj, vivo-kontento, kaj malbona rendimento ĉe laboro aŭ lernejo. Partoprenantoj, kiuj nur havis ADHD en aĝo 20 havis la duan plej malbonajn rezultojn. Partoprenantoj, kiuj havis nur GD en aĝo 20 havis iom pli bonajn rezultojn en aĝo 25 ol tiuj kun nur ADHD en aĝo 20. Partoprenantoj, kiuj ne havis ADHD nek GD en aĝo 20 havis la plej bonajn aliajn rezultojn. Tamen, la diferencoj en aliaj rezultoj inter partoprenantoj kun GD kaj ADHD en aĝo 20 kaj tiuj kun nur ADHD estis relative malgrandaj kaj nur signifaj por gravaj depresiaj rezultoj. Tamen, ekzistis relative malmultaj kazoj kun ambaŭ GD kaj ADHD ĉe ondo 1.

Tamen, niaj rezultoj montras pruvon, ke individuoj kun GD kaj ADHD povas havi pli malbonajn rezultojn ol individuoj kiuj nur havas GD aŭ kiuj nur havas TDAD. Ili ankaŭ sugestas, ke GD estas pli ol nur simptomo aŭ korelacio de ADHD, ĉar ĝi asocias kun pli malbonaj rezultoj eĉ ĉe individuoj kun TDAH. GD devus tial esti konsiderata kiel eble grava serioza, kaj individuoj kun komorbida TDAH kaj GD povas postuli specialan konsideron.

Limigoj

Nia specimeno konsistis nur el junaj svisaj viroj kun limigita aĝo. Tiel niaj rezultoj eble ne ĝeneraligeblas al aliaj loĝantaroj. Ĝenerale, kvankam koeficientoj por longitudaj asocioj inter GD kaj ADHD estis signifaj, ili estis relative malgrandaj. Tamen ili restis relative senŝanĝaj, eĉ kiam ĝustigitaj por eble konfuzaj variabloj kiel SUDoj. La instrumento uzata por mezuri GD iom diferencis inter ondoj 1 kaj 3, ĉar la Ludodependeca Skalo estis etendita en ondoj 1 kaj 2 por taksi ankaŭ interretan toksomanion. Ĉi tio estis parte korektita, metante la poentaron de la instrumento al 0 por partoprenantoj, kiuj ludis videoludojn malpli ol ĉiusemajne. Ĝenerale, malgrandaj diferencoj en prevalencaj impostoj estis en la atendata direkto (pli malalta prevalenco kun kreskanta aĝo), kaj konsekvencaj rezultoj indikis, ke la efiko de la diferencoj en vortigo inter la instrumentoj estis malgranda. Pro spacaj kialoj, ni uzis la mallongan ses-eran ekzamenan version de la Mem-Raporta Skalo por Plenkreskuloj ADHD, konsistanta el nur kvar eroj por malatento kaj du por hiperaktiveco. Pliaj esploroj uzantaj pli longajn ADHD-skalojn, permesante pli bonan diferencigon de subtipoj, certe necesas.

konkludo

La nuna studo aldonas al nunaj pruvoj, ke GD povas esti asociita kun gravaj negativaj mensaj sanaj rezultoj per provado ke GD kaj plenkreskaj ADHD havas duumajn asociojn bidirektaj, te ĉiu pliigas la riskon de la alia. Ĉi tio ankaŭ sugestas la eblon, ke la du malsanoj povas plifortigi sin reciproke, te kaŭzi malvirta cirklo.49): frua ADHD povas faciligi la disvolviĝon de GD, kiu laŭvice eble plimalbonigos ADHD, kiu eble denove plimalbonigos GD. Plue, ni montris, ke ĉi tiuj du-direktaj asocioj ŝuldiĝas pli al la malatenta subescala de ADHD ol al ĝia hiperakteca subskalo, kiu ne sendepende asociis kun GD. Junuloj kun GD kaj ADHD povas havi pli malbonajn rezultojn ol individuoj kun nur unu el la du malsanoj, kaj tial ili eble bezonas specialan konsideron. Sekve, homoj kun aŭ ADHD aŭ GD devas esti ekzamenitaj por la alia malordo. Efikaj traktadoj por TDAH povas malhelpi la komencon de GD (49), ekzemple integra kognitiva konduta terapio kiel uzata en la kuracado por TDAD kaj comorbilaj SUDoj (50). Preventaj rimedoj por antaŭenigi pli taŭgan uzon de komputilaj ludoj de individuoj kun ĉeestanta ADHD povas esti helpaj. Individuoj kun neakcepta ADHD-subtipo eble bezonos specialan atenton koncerne siajn ludajn agadojn.

Aŭtoro Kontribuoj

SM analizis la datumojn kaj verkis la artikolon. GG kaj JS dizajnis la studon. GG, JS, kaj VG helpis datuman analizon kaj komentis pli fruajn versiojn de la manuskripto.

financado

Ĉi tiu studo estis financita de la Swiss National Science Foundation (FN 33CSC0-122679, FN 33CS30-139467 kaj FN 33CS30_148493).

Konflikto pri Interesa Rakonto

La aŭtoroj deklaras, ke la esplorado estis farita sen manko de komercaj aŭ financaj rilatoj, kiujn oni povus konsideri kiel ebla konflikto de intereso.

Referencoj

  1. Van Rooij AJ, Kuss-DJ, Griffiths-Doktoro, Shorter GW, Schoenmakers, Van De Mheen D. La (ko) apero de problemaj videoludoj, substanco kaj psikosciaj problemoj en adoleskantoj. J Behav Adictivo. (2014) 3: 157-65. doi: 10.1556 / JBA.3.2014.013

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Griffiths MD, Király O, Pontes HM, Demetrovics Z. Superrigardo de problemaj videoludoj. En: Aboujaoude E, Starcevic V, Redaktantoj. Mensa Sano en la Cifereca Aĝo: Grave Dangers, Great Promise. New York, NY: Oxford University Press (2015). p. 27-45.

Google Scholar

  1. Müller K, Janikian M, Dreier M, Wölfling K, Beutel M, Tzavara C, et al. Regula ludado kaj interreta videoludo en eŭropaj adoleskantoj: rezultoj de inter-nacia reprezenta enketo pri tropezo, antaŭdiroj kaj psikopatologiaj korelacioj. Psikiatrio de Eur Child Adolesc (2015) 24:565–74. doi: 10.1007/s00787-014-0611-2

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Mihara S, Higuchi S. Transversaj kaj longitudaj epidemiologiaj studoj pri I-interreta ludado: sistema revizio de la literaturo. Psikiatrio Kliniko Neurosci. (2017) 71: 425-44. doi: 10.1111 / pcn.12532

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Saunders JB, Hao W, Long J, King DL, Mann K, Fauth-Bühler M, kaj aliaj. Ludmalsano: tionia delinigo estas grava kondiĉo por diagnozo, mastrumado kaj prevento. J Behav Adictivo. (2017) 6: 271-9. doi: 10.1556 / 2006.6.2017.039

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Andreassen CS, Billieux J, MD Griffiths, Kuss DJ, Demetrovics Z, Mazzoni E, kaj aliaj. La rilato inter dependiga uzo de sociaj amaskomunikiloj kaj videoludoj kaj simptomoj de psikiatriaj malsanoj: grandskala transversa studo. Psychol Addict Behav. (2016) 30: 252-62. doi: 10.1037 / adb0000160

Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Lemmens JS, Valkenburg-ĉefministro, Peter J. Evoluo kaj validigo de ludo-skaloj por adoleskantoj. Media Psychol. (2009) 12: 77-95. doi: 10.1080 / 15213260802669458

Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. González-Bueso V, JJ Santamaría, Fernández D, L Merino, Montero E, Asocio Ribas J. inter malordo por la interreta ludo aŭ uzo de patologiaj videoludoj kaj psicopatología comórbida: kompleta revizio. Int J Environ Res Publika Sano. (2018) 15: E668. doi: 10.3390 / ijerph15040668

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Marmet S, Studer J, Rougemont-Bücking A, Gmel G. Latentaj profiloj de familia fono, personeco kaj menshigienfaktoroj kaj ilia asocio kun kondutaj dependecoj kaj substancaj uzaj malordoj en junaj svisaj viroj. Eur Psikiatrio (2018) 52: 76-84. doi: 10.1016 / j.eurpsy.2018.04.003

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Kardefelt-Winther D, Heeren A, Schimmenti A, van Rooij A, Maurage P, Carras M, kaj aliaj. Kiel ni povas koncipi kondutkanavadon sen patologiigi komunajn kondutojn? toksomanio (2017) 112: 1709-15. doi: 10.1111 / add.13763

Plena Teksto de CrossRef

  1. Griffiths-MD, Van Rooij AJ, Kardefelt-Winther D, Starcevic V, Király O, Pallesen S, et al. Laborante al internacia konsento pri kriterioj por taksi Interretajn Ludajn Malordojn: kritika komentario pri Petry et al. (2014). toksomanio (2016) 111: 167-75. doi: 10.1111 / add.13057

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Aarseth E, Bean AM, Boonen H, Colder Carras M, Coulson M, Das D, kaj aliaj. Malferma debata artikolo de erudiciuloj pri la propono de la Monda Organizaĵo pri Sano ICD-11-Lud-Malordo. J Behav Adictivo. (2017) 6: 267-70. doi: 10.1556 / 2006.5.2016.088

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Usona Psikiatra Asocio. Manlibro diagnóstico kaj estadístico de la mensaj malordoj. 5th red. Washington, DC: Aŭtoro: American Psychiatric Publishing (2013).

Google Scholar

  1. Organizo pri Monda Sano. Ludaj Malordoj-Demandoj kaj Respondoj 2018 Disponebla interrete ĉe: http://www.who.int/features/qa/gaming-disorder/en/
  2. Ginsberg Y, Quintero J, Anand E, Casillas M, Upadhyaya HP. Subdiagnozo de malordo de atento-deficito / hiperaktiveco en plenkreskaj pacientoj: revizio de la literaturo. Prim-zorgema Kunulo CNS-Malordo. (2014) 16:PCC.13r01600. doi: 10.4088/PCC.13r01600

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Estevez N, Eich-Hochli D, Dey M, Gmel G, Studer J, Mohler-Kuo M. Prevalencia de kaj asociitaj faktoroj por plenaĝa atento kun hiperaktiva malordo en junaj svisaj viroj. PLOJ UN (2014) 9: e89298. doi: 10.1371 / journal.pone.0089298

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Kessler RC, Adler L, Barkley R, Biederman J, Conners CK, Demler O, kaj aliaj. La prevalencia kaj correlatos de la ADHD plenaĝaj en Usono: rezultoj de la repliko de la enketo de la comorbilidad nacia. Am J Psikiatrio (2006) 163: 716-23. doi: 10.1176 / ajp.2006.163.4.716

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Miller TW, Nigg JT, Faraone SV. Akso I kaj II kunorbideco ĉe plenkreskuloj kun TDAH. J Abnorm Psychol. (2007) 116:519–28. doi: 10.1037/0021-843X.116.3.519

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Fayyad J, De Graaf R, Kessler R, Alonso J, Angermeyer M, Demyttenaere K, kaj aliaj. Transnacia superregado kaj korelatoj de plenaĝa atentema-deficita hiperaktiva malordo. Br J Psikiatrio (2007) 190: 402-9. doi: 10.1192 / bjp.bp.106.034389

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Kolla NJ, van der Maas M, Toplak ME, Erickson PG, Mann RE, Seeley J, et al. Profiloj de simptomoj de hiperaktivaj atentaj deficitoj kaj samtempaj problemoj kun alkoholo kaj kanabo: seksaj diferencoj en reprezenta populacia enketo. BMC-psikiatrio (2016) 16:50. doi: 10.1186/s12888-016-0746-4

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Gudjonsson GH, Sigurdsson JF, Smari J, Young S. La rilato inter kontento kun vivo, ADHD-simptomoj kaj rilataj problemoj inter universitataj studentoj. J Atten Disord. (2009) 12: 507-15. doi: 10.1177 / 1087054708323018

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Starcevic V, Khazaal Y. Interrilatoj inter kondutaj dependecoj kaj psikiatriaj malsanoj: kio estas sciata kaj kio ankoraŭ estas lernota? Antaŭa psikiatrio (2017) 8: 53. doi: 10.3389 / fpsyt.2017.00053

Plena Teksto de CrossRef

  1. DAentila DA, Choo H, Liau A, Sim T, Li D, Fung D, kaj aliaj. Uzo de patologia videoludo inter junuloj: dujara studaĵa longo. pediatrio (2011) 127:e319–29. doi: 10.1542/peds.2010-1353

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Wartberg L, Kriston L, Zieglmeier M, Lincoln T, Kammerl R. Longeca studo pri psikosciaj kaŭzoj kaj konsekvencoj de interreta ludado pri malordo en adoleskeco. Psychol Med. (2018). doi: 10.1017 / S003329171800082X. [Epub antaŭ stampo].

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Peeters M, Koning I, van den Eijnden R. Antaŭdirante la simptomojn de interretaj ludaj malordoj en junaj adoleskantoj: unu-sekvaj studoj. Komputila Humo. (2018) 80: 255-61. doi: 10.1016 / j.chb.2017.11.008

Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Panagiotidi M. Problemaj videoludludoj kaj ADHD-trajtoj en plenkreska loĝantaro. Cyberpsychol Behav Soc Netw. (2017) 20: 292-5. doi: 10.1089 / cyber.2016.0676

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Paulus FW, Sinzig J, Mayer H, Weber M, von Gontard A. Komputikaj ludaj malordoj kaj ADHD en junaj infanoj - loĝantaro-bazita studo. Int J Ment Sanaj Akcidentoj. (2017) 16:1193–207. doi: 10.1007/s11469-017-9841-0

Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Parko JH, Lee YS, Sohn JH, Han DH. Efikeco de atomoxetino kaj metilfenidato por problemaj interretaj ludoj en adoleskantoj kun malordoj por atentema deficito. Hum Psychopharmacol. (2016) 31: 427-32. doi: 10.1002 / hup.2559

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Weiss MD, Baer S, Allan BA, Saran K, Schibuk H. La ekranaj kulturo: efiko sur ADHD. Atenta Malfaca Hyperata Malordo. (2011) 3:327–34. doi: 10.1007/s12402-011-0065-z

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Swing EL, Gentile DA, Anderson CA, Walsh DA. Televida kaj videoludaj ekspozicioj kaj la evoluo de atentaj problemoj. pediatrio (2010) 126:214–21. doi: 10.1542/peds.2009-1508

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. DAentila DA, Swing EL, Lim CG, Khoo A. Ludado de videoludoj, problemoj de atento kaj impulsemo: Atestoj pri bidirekta kaŭzeco. Psychol Popo Amaskomunikilara Kulto. (2012) 1: 62-70. doi: 10.1037 / a0026969

Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Gmel G, Akre C, Astudillo M, Bähler C, Baggio S, Bertholet N, et al. La svisa kohorta studo pri uzado de substancoj riskas faktorojn - trovojn de du ondoj. dependeco (2015) 61:251–62. doi: 10.1024/0939-5911.a000380

Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Studer J, Baggio S, Mohler-Kuo M, Dermota P, Gaume J, Bertholet N, et al. Ekzamenado de ne-respondaj sesgoj en esplorado pri substancoj - Ĉu proklamitaj prokuratoroj estas proxy por nerespondantoj? Drogado de Alkoholo. (2013) 132: 316-23. doi: 10.1016 / j.drugalcdep.2013.02.029

Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Kessler RC, Adler L, Ames M, Demler O, Faraone S, Hiripi E, et al. Aŭtomata raporto (ASRS) de la Monda Organizaĵo pri Sano-plenkreskulo ADHD: mallonga kerna skalo por uzo en la ĝenerala loĝantaro. Psychol Med. (2005) 35: 245-56. doi: 10.1017 / S0033291704002892

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Usona Psikiatra Asocio. Manlibro diagnóstico kaj estadístico de la mensaj malordoj. 4th red. Washington, DC: American Psychiatric Association (1994).

Google Scholar

  1. Grant BF, Dawson DA, Stinson FS, Chou PS, Kay W, Pickering R. La Interŝanĝo de Alkohola Disfrakcio kaj Rilataj Interfacoj Horaro-IV (AUDADIS-IV): fidindeco de alkoholo, tabaka uzo, familia historio de depresio kaj psikiatria diagnozo moduloj en ĝenerala loĝantaro. Drogado de Alkoholo (2003) 71:7–16. doi: 10.1016/S0376-8716(03)00070-X

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Kavalira JR, Wechsler H, Kuo M, Seibring M, Weitzman ER, Schuckit MA. Alkohola misuzo kaj dependeco inter usonaj universitataj studentoj. J Studu Alkoholon (2002) 63: 263-70. doi: 10.15288 / jsa.2002.63.263

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Annaheim B, Scotto TJ, Gmel G. Reviziante la Teston de Identigo de Cannabis Uzo-Malordoj (CUDIT) per Item Response Theory. Int J Metodoj Psikiatro Res. (2010) 19: 142-55. doi: 10.1002 / mpr.308

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Adamson SJ, Sellman JD. Prototipa ekzamenado-instrumento por kanabuzo-malordo: la Testo de Identigo de Kombina Uzado-Malordoj (CUDIT) en alkohol-dependa klinika specimeno. Droga Alkoholo Rev. (2003) 22: 309-15. doi: 10.1080 / 0959523031000154454

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Heatherton TF, Kozlowski LT, Frecker RC, Fagerstrom KO. La Fagerström-Testo por Nikotina Dependaĵo: revizio de la Fagerstrom-Tolerenca Demandaro. Br J toksomaniulo. (1991) 86:1119–27. doi: 10.1111/j.1360-0443.1991.tb01879.x

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Bech P, Rasmussen NA, Olsen LR, Noerholm V, Abildgaard W. La sentiveco kaj specifeco de la Ĉefa Depresia Inventaro, uzante la Aktualan Ŝtatan Ekzamenon kiel la indekso de diagnozo valoro. J Afektas Malordon. (2001) 66:159–64. doi: 10.1016/S0165-0327(00)00309-8

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Ware JE, Kosinski M, Keller SD. Kiel Noti la SF-12 Fizikaj kaj Mensa Sano-Resumaj Skaloj. 2nd ed. Boston, MA: La Sana Instituto, New England Medical Center (1995).
  2. Diener E, Emmons RA, Larsen RJ, Griffin S. La kontento kun vivskalo. J Pers Takso. (1985) 49: 71-5. doi: 10.1207 / s15327752jpa4901_13

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Hibell B, Guttormsson U, Ahlström S, Balakireva O, Bjarnason T, Kokkevi A, kaj aliaj. La 2011 ESPAD-Raporto: Substanca Uzo Inter Studentoj en 36 Eŭropaj Landoj: ESPAD (2012).
  2. Muthen LK, Muthen BO. Gvidilo de Uzanto de Mplus Versio 8. Muthen & Muthen; Los-Anĝeleso, CA 2017.
  3. Selig JP, Malgranda TD. Aŭtoregresa kaj krucigata panela analizo por longitudaj datumoj. En: Laursen B, Malgranda TD, Karto NA, redaktistoj. Manlibro pri Evoluaj Esploraj Metodoj. New York, NY: Guilford Press (2012). p. 265-78.

Google Scholar

  1. Muthén LK, Muthén B. Regresia Analizo, Esplorado de Faktoraj Analizoj, Konfirmaj Faktoraj Analizoj kaj Struktura Ekvacio-Modelado por Kategorio, Cenzuritaj kaj Kalkulaj Rezultoj. Los-Anĝeleso: Mplus-Mallongaj Kursoj (Temo 2). (2009).

Google Scholar

  1. Lopez R, Dauvilliers Y, Jaussent I, Billieux J, Bayard S. Multdimensia alproksimiĝo de impulsemo en plenaĝa atento kun hiperaktiveco. Psikiatrio Res. (2015) 227: 290-5. doi: 10.1016 / j.psychres.2015.03.023

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. Eno JY, Liu TL, Wang PW, Chen CS, Eno CF, Ko CH. Asocio inter Interreta Videoludado kaj Interreta Atentada deficito kaj Malordo de Interagado kaj iliaj Korespondoj: impulsemo kaj malamikeco. Addict Behav. (2017) 64: 308-13. doi: 10.1016 / j.addbeh.2016.04.024

PubMed Abstracto | Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar

  1. van Emmerik-van Oortmerssen K, Vedel Kaj, van den Brink W, Schoevers RA. Terapio kognitiva konduta konduto por pacientoj kun substanco-uzado kaj malordigema TDAH: du kazaj prezentoj. Addict Behav. (2015) 45: 214-7. doi: 10.1016 / j.addbeh.2015.01.040

Plena Teksto de CrossRef | Google Scholar