BMC-psykiatria. 2016; 16: 132.
Julkaistu verkossa 2016 toukokuu 10. doi: 10.1186/s12888-016-0836-3
PMCID: PMC4862221
Abstrakti
Tausta
7-kohteen pelin riippuvuusasteikkoa (GAS) käytetään seulomaan riippuvuutta aiheuttavan pelin käyttöä. Aikuisten näytteissä tarvitaan sekä rajat ylittävää kielellistä validointia että validointia ranskan ja saksan kielellä. Tutkimuksen tavoitteena on arvioida GAS: n ranskan- ja saksankielisten versioiden tekijärakennetta aikuisten keskuudessa.
Menetelmät
Kaksi näytettä ranskalaisista miehistä (N = 3318) ja saksaksi (N = 2665) Sveitsin kielialueet arvioitiin GAS: n, suurten masennustietojen luettelon (MDI), lyhyen tunnetta etsivän asteikon ja Zuckerman-Kuhlman-persoonallisuuskyselylomakkeen (ZKPQ-50-cc) avulla. Heille arvioitiin myös kannabiksen ja alkoholin käyttö.
tulokset
Asteikon sisäinen konsistenssi oli tyydyttävä (Cronbach α = 0.85). Molemmista näytteistä löytyi yksikerroinen ratkaisu. Pieniä ja positiivisia assosiaatioita löydettiin GAS-pisteiden ja MDI: n välillä, samoin kuin ZKPQ-50-cc: n neuroottisuus-ahdistus ja aggressio-vihamielisyys -ala-asteikot. Pieni negatiivinen assosiaatio havaittiin ZKPQ-50-cc Sociability -ala-asteikolla.
Yhteenveto
GAS, sen ranskan- ja saksankielisinä versioina, on tarkoituksenmukainen aikuisten peliriippuvuuden arviointiin.
Elektroninen lisäaineisto
Tämän artikkelin online-versio (doi: 10.1186 / s12888-016-0836-3) sisältää lisäaineiston, joka on valtuutettujen käyttäjien käytettävissä.
Tausta
Internetin laajentumiseen liittyy useita etuja, mukaan lukien sen käyttö kaupallisiin, sosiaalisiin, psykologisiin, akateemisiin ja lääketieteellisiin tarkoituksiin [1-9]. Mahdollisista Internet- ja Internet-peliriippuvuuksista on kuitenkin esitetty vakavia huolenaiheita [10-15]. Erityisesti verkkopelit ovat saaneet huomiota mahdollisiin linkkeihinsä aiheuttaviin riippuvuuskäytäntöihin käyttäjien alajoukossa [16-18]. Useissa tutkimuksissa on ilmoitettu merkittävistä yhteyksistä Internet- tai peliriippuvuuksien ja psykiatristen rakenteiden tai häiriöiden välillä [19], kuten masennus [20-22], ahdistuneisuushäiriöt [22, 23], huomiovajehäiriö [21, 24], yksinäisyys [25-27], introversio, neuroottisuus, impulsiivisuus [17, 18, 26, 28-31] ja päihteiden väärinkäytöt [32]. Liiallinen Internet-käyttö on lisäksi liitetty perhe- ja sosiaalisiin ongelmiin [33, 34].
Internet-pelihäiriöt ”(IGD) [35] otettiin käyttöön DSM-3-osiossa 5 tilana, joka takaa enemmän kliinistä tutkimusta ja kokemusta, ennen kuin sitä voidaan harkita sisällyttämistä muodolliseksi häiriöksi. DSM-5 ehdottaa, että IGD saattaa viitata hätätilaan tai toimintahäiriöön liittyvien Internet-pelien jatkuvaan ja toistuvaan käyttöön vähintään 12-kuukauden aikana.
Yleisesti todettiin, että Internet-pelihäiriön oireisiin sisältyy jatkuva huolestuminen Internet-pelaamisesta, vaikeudet hallita tai vähentää peleihin kuluvaa aikaa, hallinnan menettämisen negatiiviset seuraukset (muiden pettäminen, konfliktit, sosiaalinen eristäytyminen ja väsymys, menetetty suhde tai mahdollisuudet) ), kiinnostuksen menetys muihin aktiviteetteihin, Internet-pelaamisen käyttö pahoinpitelyn tai lievittävän mielialaisen mielialan, vetäytymisen ja suvaitsevaisuuden vuoksi [36-38].
Internet-riippuvuuden käsitteen syntymisen jälkeen [39] ja Internet-pelihäiriöt, joukko psykometrisiä toimenpiteitä on kehitetty [37, 39-43]. 7-esine Game Addiction Scale (GAS) on yksi tällainen lyhyt mitta. Tämän mittakaavan ovat erityisesti kehittäneet Lemmens et ai. arvioida nuorten pelaamista [44] ja perustui käsitteellisesti patologisen pelaamisen kriteereihin DSM: n neljännessä painoksessa (DSM-IV). Jokaista GAS-tuotetta edeltää ilmoitus ”Kuuden kuukauden aikana, kuinka usein…”, ja pisteytetään 5-pisteen Likert-asteikolla (1 = ei koskaan, 2 = harvoin, 3 = joskus, 4 = usein ja 5 = hyvin usein). Lemmens et ai. [44] ehdotti kahta muotoa peliriippuvuuden esiintymisen arvioimiseksi: monoteettista muotoa (kaikki kohteet pisteyttivät 3: n yläpuolella) ja polyyttistä muotoa (vähintään puolet kohteista, joiden pisteytysaste on 3 tai enemmän). Hän hypoteesi, että monoteettinen muoto johtaisi parempaan arviointiin riippuvuuden esiintyvyydestä kuin polyyttinen muoto [44].
GAS-pisteiden ja peleihin käytetyn viikoittaisen ajan välillä havaittiin hyviä korrelaatioita. Pisteet korreloivat lisäksi useiden rakenteiden kanssa, jotka aikaisemmin liittyivät peliriippuvuuksiin, kuten alhaisempi tyytyväisyys, matalampi sosiaalinen pätevyys, korkeampi yksinäisyys ja korkeampi aggressiivisuus [44]. Korkeampiin GAS-pisteisiin liittyi huomion painotuksia ja enemmän virheitä pelin vihjeisiin liittyvässä vastauksen estämisessä [45]. Tulokset ovat linjassa lukuisten tutkimusten kanssa, jotka yhdistävät impulsiivisuuden ja spesifisen reaktion reaktiivisuuden muihin riippuvuutta aiheuttaviin käyttäytymisiin [46-48], Internet-riippuvuus [17, 29] tai uhkapeleihin liittyvät häiriöt [49]. Faktorianalyysit osoittivat, että GAS oli yksiulotteinen [44, 50]. Verrattuna muihin asteikkoihin, GAS kattaa paremmin IGD-kriteerit DSM-5 [35] (ks. myös taulukko 1).
Yllättäen, asteikon psykometrisiä ominaisuuksia ei ilmoitettu nuorten aikuisten keskuudessa, vaikka pelit levittivät laajasti kyseisessä väestössä [16], etenkin nuorten miesten keskuudessa [25].
Tämän tutkimuksen päätavoitteena oli tutkia 7-esinekaasun psykometrisiä ominaisuuksia nuorilla aikuisilla miehillä. Tutkimuksen toissijaisena tavoitteena oli suorittaa ristiinvalidointi kahdelle näytteelle Sveitsin eri kielialueilta - ranskan- ja saksankielisiltä - ja arvioida GAS: n invarianssi tai vastaavuusominaisuus näiden kahden kielellisen ryhmän välillä.
Menetelmät
Osallistujat ja menettely
Tässä tutkimuksessa käytetyt tiedot ovat peräisin pitkittäistutkimuksesta, joka on suunniteltu arvioimaan päihteiden ja pelien käyttöä nuorten sveitsiläisten miesten keskuudessa: Kohorttitutkimus aineiden käytön riskitekijöistä (C-SURF).
Lausannen yliopiston lääketieteellisen koulun kliinisen tutkimuksen etiikan komitea hyväksyi käsiteltävänä olevan tutkimuksen, joka on julkaistu C-SURF-tutkimusprotokollanumerolla 15 / 07.
Kaikki osallistujat antoivat kirjallisen tietoisen suostumuksensa osallistumiseen tutkimukseen.
Osallistujat rekrytoitiin elokuun 2010 ja marraskuun 2011 välisenä aikana kolmesta kuudesta kansallisen armeijan rekrytointikeskuksesta. Yksi keskuksista sijaitsee Lausannessa (ranskankielinen alue) ja kaksi muuta Windischissä ja Melsissä (saksankielisellä alueella). Rekrytointikeskukset kattavat kaikki Sveitsin ranskankieliset kantonit ja 21 Sveitsin 26 kantonista. Armeijan asevelvollisuus on pakollinen Sveitsissä, joten käytännössä kaikki vastaavien kantonien nuoret miehet, jotka ovat noin 20-vuotiaita, voivat osallistua C-SURF-tutkimukseen.
Tutkimusajanjakson aikana 15,074 1,829 miestä ilmoitti rekrytointikeskuksille. Näistä potentiaalisista osallistujista 12.1: lle (XNUMX%) ei koskaan ilmoitettu C-SURF: stä (lyhyt sairaus tapaamisajankohtana, sotilashenkilöstölle ei ilmoitettu tutkimuksesta) tai heidät valittiin satunnaisesti toiseen meneillään olevaan tutkimukseen, nimeltään CH-X [51]. CH-X on toistuva poikkileikkaustutkimus, jolla on kiinteä ja pakollinen 90 minuutin aikataulu rekrytointimenettelyissä. Näin ollen yleinen osallistuminen CH-X: ään ei häirinnyt ilmoittautumismenettelytämme, joka tapahtui ennen armeijan menettelyjen alkua. Muutamissa tapauksissa osallistujat olivat jo menneet täyttämään CH-X-kyselylomakkeita, ennen kuin voimme kertoa heille tutkimuksestamme. Koska olemme luvanneet olla puuttumatta armeijan menettelyihin, emme pystyneet ottamaan yhteyttä joihinkin niistä. Parhaan tietomme mukaan emme näe järjestelmällisiä ennakkoluuloja, joita nämä harvat koskettamattomat henkilöt saattavat aiheuttaa CH-X-vaatimusten vuoksi. Nämä miehet eivät ilmoittaneet tutkimushenkilöstölle eikä heitä voitu ottaa mukaan. Tutkimuksesta ilmoitetuista 13,245 87.9 (7,563%) miehestä 57.1 (10%) antoi kirjallisen suostumuksensa osallistua. Valitettavasti meillä ei ole tietoa suostumuksen epäämisen motiiveista. Yksi syy voi olla se, että jonkinlaisen sopimuksen allekirjoittaminen pitkäaikaiseen tutkimukseen (C-SURF on suunniteltu XNUMX vuodeksi) voi estää joitain ihmisiä. Suostuneiden ja suostumattomien vertailu [52] paljasti, että suostumuksen ulkopuoliset olivat useammin päihteidenkäyttäjiä kuin suostuneita, mutta erot olivat usein merkityksettömiä ja toisinaan päinvastaisia (esim. suostumuksen tekijät käyttivät useammin alkoholin kuin suostumattomia). Rekrytointikeskuksia käytettiin vain osallistujien ilmoittautumiseen; kyselylomakkeet lähetettiin yksityisiin osoitteisiin ja luottamuksellisuus varmistettiin etenkin armeijan osalta. Lopullinen 5,990 79.2 (3,320%) osallistujaa täytti perustason kyselylomakkeen. Tästä lukumäärästä 2,670 oli ranskankielisiä ja XNUMX saksankielisiä.
Instruments
Pelien riippuvuusasteikko (GAS)
Asteikon englanninkielinen versio käännettiin ja käännettiin takaisin ranskaksi ja saksaksi. Alustava lausunto asteikkoesineistä ohjasi osallistujia selvästi vastaamaan heidän pelinkäytönsä suhteen: ”Nyt olemme kiinnostuneita tietämään, kuinka paljon aikaa olet viettänyt peleihin. Tähän sisältyy Internetin verkkopelejä tai konsolin pelejä "(lisätiedosto 1).
Lemmensin et ai. [44], ne, jotka saivat ”joskus” tai enemmän kaikilla seitsemällä esineellä, määritettiin yksitoikkoisiksi pelaajiksi (“patologinen pelaaminen”) ja ne, jotka tekivät “joskus” tai enemmän vähintään puolissa esineistä (neljästä kuuteen seitsemästä) määritettiin polyyttisiksi pelaajiksi (liiallinen pelaaminen).
Alkuperäisessä validointitutkimuksessa [82 - .87] käytettyjen Cronbach-alfa-pelien peliriippuvuusasteikon suuresta luotettavuudesta ilmoitettiin [44].
Masennuslääke (MDI)
MDI: tä käytettiin masennuksen määrittämiseen kahden viime viikon aikana [53, 54]. Se on itseraportoiva tunnelmakysely. Käytettiin kuuden pisteen asteikkoa “ei koskaan” (0) - “koko ajan” (5) ja kokonaispistemäärä laskettiin. MDI: tä voidaan käyttää myös diagnostiikkavälineenä, jonka algoritmit johtavat DSM-IV: ään tai henkiseen ja käyttäytymiseen liittyvien häiriöiden kansainväliseen luokitteluun (ICD-10), joissa ei ole masennusta, lievää tai kohtalaista masennusta ja vaikeaa masennusta.
Aikaisemmat tutkimukset suurten masennusten inventaarioista osoittavat, että MDI: llä on hyvä luotettavuus ja sisäinen johdonmukaisuus (Cronbachin alfakerroin: 0.94 asti) sekä hyvä herkkyys, spesifisyys ja pätevyys yksidimensionaalisena masennuksen vakavuusasteikona, jolla on riittävät rajapisteet [53, 55, 56].
Lyhyt sensaationhakuasteikko (BSSS)
BSSS [57] on kahdeksankohtainen asteikko, jokainen kohta on pisteytetty viiden pisteen asteikolla arvosta "voimakkaasti eri mieltä" (1) "voimakkaasti samaa mieltä" (5). BSSS sisältää seuraavat ulottuvuudet: seikkailu, ikävystyminen, estäminen ja kokemuksen etsiminen. Kokonaispistemäärä yhdistettiin aiemmin huumeiden käytön riskiin teini-ikäisten otoksessa [57].
BSSS: n riittävä sisäinen johdonmukaisuus on aiemmin ilmoitettu (Cronbachin alfakerroin: 0.74) [57].
Zuckerman-Kuhlmanin persoonallisuuskysely (ZKPQ-50-cc)
ZKPQ-50-cc arvioi persoonallisuuden eri näkökohtia [58]. Kolme osa-asteikkoa, joista kukin koostui 10-kohteista, käytettiin neuroottisuuden / ahdistuksen, sosiaalisuuden ja aggression / vihamielisyyden arvioimiseksi. Osallistujat ilmoittivat ovatko olleet yhtä mieltä vai eri mieltä kustakin lausunnosta. Jokaiselle osa-asteikolle laskettiin keskimääräinen pistemäärä. Muut tutkimukset ovat osoittaneet neuroottisuuden / ahdistuksen ja aggression / vihamielisyyden vaikutuksen Internet-riippuvuuteen [59]. ZKPQ-50-cc osoitti tyydyttävät psykometriset ja kulttuurienväliset ominaisuudet, mukaan lukien riittävä luotettavuus aliasteikkojen ja maiden välillä (Cronbachin alfakerroin 0.70 asti) [58].
Kyselylomakkeet aineiden käytöstä
Alkoholin käyttöä arvioitiin 12-kuukauden aikajaksolla (taulukko 2). Sen mukaan laskettu juominen (kuusi tavanomaista juomaa yhdellä kertaa) ja juomapäivät viikossa (maanantaista torstaihin). Humalaisuuden alkamisen ikää (ensimmäinen humalassaolo) arvioitiin myös alkoholia ja muita huumeita koskevan eurooppalaisen koulututkimushankkeen [60]. Kannabiksen käyttöä arvioitiin kysymällä seuraavia asioita: kannabiksen käytön alkamisen ikä, kannabiksen ensimmäisen "korkean" ikä, kannabiksen käyttö ja käytön tiheys viimeisten 12 kuukauden aikana.
Tilastolliset analyysit
Tässä tutkimuksessa käytimme SPSS 18.0- ja AMOS 19.0 (Moment Structures -analyysi; SPSS Inc., Chicago, IL) -ohjelmistoja. Ensin laskettiin kuvaavat tilastot osallistujien ominaisuuksista. Sisäinen johdonmukaisuus, toisin sanoen missä määrin GAS-kohteet olivat yhteydessä toisiinsa, mitattiin sitten käyttämällä Cronbachin kerrointa. Streiner ja Norman [61] ehdottaa, että alfa olisi 0.70: n yläpuolella, mutta ei paljon suurempi kuin 0.90.
Seuraavaksi tutkittavia tekijäanalyysejä (EFA) käytettiin arvioimaan mittakaavan tekijöiden stabiilisuutta, jonka Lemmens ja muut validoivat [44]. Tekijöiden lukumäärä uutettiin Velicerin vähimmäiskeskimääräisellä osittaisella (MAP) testillä, joka suoritettiin korrelaatiomatriisilla [62]. Sitten tämä lukumäärä vahvistettiin rinnakkaisten analyysien avulla. Rinnakkaisanalyyseissä keskitytään niiden komponenttien lukumäärään, joiden varianssi on suurempi kuin satunnaisista tiedoista johdettujen komponenttien, kun taas MAP-testissä keskitytään systemaattisten ja epäsystemaattisten varianssien suhteellisiin määriin, jotka jäävät korrelaatiomatriisiin uuttamisen jälkeen yhä useammasta komponentista [63].
Vaikka EFA on sopivampi vasta suunnitelluille kyselylomakkeille, ei ole harvinaista käyttää sitä myös uudelleenvalidointiprosessissa, kun tietoja kerätään toisesta otoksesta tai toisesta populaatiosta. Tässä yhteydessä EFA: n avulla arvioitiin tekijöiden vakautta kahdella kielellisellä alueella, koska tämä on perusedellytys työkalun vastaavuuden tutkimiseksi edelleen eri alaryhmissä.
Moniryhmän invarianssin määrittämiseksi käytimme Jöreskogin työn seurauksena rakenneyhtälöiden mallinnuksessa (SEM) kuvattua menettelytapaa [64]. Ryhmävastaavuuden testaamisessa on tapana käyttää varmistustekijäanalyysiä (CFA), menetelmä, joka kuuluu SEM: n yleiseen luokkaan. Ryhmävastaavuuden etsiminen voi tutkimuskysymyksestä riippuen sisältää testisarjan seuraavassa rajoittavassa järjestyksessä: konfiguratiivinen vastaavuus, mittauksen vastaavuus ja rakenteellinen vastaavuus. Configural invarianssitestissä keskitytään siihen, missä määrin tekijöiden lukumäärä ja rakenteen rakenteet ovat samanlaisia ryhmien välillä. Huomion arvoista on kuitenkin se, että sopiva perusmallin määrittäminen vaaditaan jokaiselle ryhmälle erikseen, josta konfiguraatiomalli johdetaan. Toisaalta, mittauksen ja rakenteellisen epävarianssin testauksessa kiinnostuksen kohteena on erityisesti se, missä määrin mittauksen ja rakenteen komponenttien parametrit ovat samanarvoisia ryhmissä [65, 66]. Koska tutkimuskysymyksemme koskevat mittauksen vastaavuutta ryhmien välillä, tilastolliset analyysit keskittyvät konfiguraaliseen invarianssiin ja tekijäkuormitusten invarianssiin kahden kielialueen välillä.
Mallin sopivuuden arviointi
Mallien sopivuuden laatua tutkitaan eri indeksien avulla, kuten jäljempänä kuvataan [67].
- - χ2 vapausasteeseen (χ2/ Df). Useat tutkijat ovat suositelleet tämän suhteen käyttöä sopivuuden mittaamiseksi sairauteen liittyvien ongelmien ratkaisemiseksi χ2 testitilastot. Näihin ongelmiin kuuluvat muun muassa oletusten rikkominen, mallin monimutkaisuus ja riippuvuus näytteen koosta. Niinkin alhaiset kuin 2-suhteet näyttävät osoittavan kohtuullisen sopivuuden.
- Vertailukelpoisuusindeksi (CFI). CFI vaihtelee 0: stä 1: iin, korkeammat arvot osoittavat paremman sopivuuden. Nyrkkisääntönä on, että arvot, jotka ovat suurempia kuin 0.95, voidaan tulkita hyväksi sopivuudeksi, kun taas arvot 0.90: n ja 0.95: n välillä osoittavat hyväksyttävän sopivuuden riippumattomuusmalliin nähden.
- Lähentämisen neliökeskivirhe (RMSEA). Tämä on arvio populaation likimääräisestä sopivuudesta, ja se on siksi huolissaan likiarvonnasta johtuvasta ristiriitaisuudesta. RMSEA on rajattu alle 0. RMSEA-arvoja, jotka ovat pienempiä tai yhtä suuria kuin 0.05, voidaan pitää hyvänä, välillä 0.05 - 0.08 hyväksyttävänä ja yli 0.8 keskinkertaisena, kun taas arvot> 0.10 eivät ole hyväksyttäviä.
Sopivuuden tilastojen muutoksia tutkittiin myös erojen havaitsemiseksi eri malleissa. Merkittävä ero χ2 Sisäkkäisten mallien väliset arvot tarkoittavat, että kaikki tasa-arvorajoitukset eivät ole ryhmien välillä.
GAS-kohteiden graafinen esitys ordinaalisella asteikolla mitattuna osoittaa, että normaalioletus ei ole kestävä. Tämän seurauksena asymptoottisesti jakautumaton estimointi maksimaalisen todennäköisyyden estimoinnin sijasta on hyvä strategia sijoittaa ei-normaalisti jakautunut tieto SEM-analyyseihin.
Viimeiseksi, samanaikaista pätevyyttä tutkittiin korreloimalla GAS-kokonaispistemäärä MDI: n pisteillä [53]; BSSS [57]; ja ZKPQ-50-cc: n neuroottisuus-ahdistus, sosiaalisuus ja aggressio-vihamielisyys -ala-asteikot [58]. Tutkimme myös mittakaavan assosiaation voimakkuutta muihin alkoholin ja kannabiksen käyttöön liittyviin toimenpiteisiin. Cohenin nyrkkisäännön mukaan mikä tahansa korrelaatio, joka on suurempi kuin 0.5, on suuri, 0.5-0.3: sta on kohtalainen, 03 – 0.1 on pieni ja alle 0.1 on triviaalia [68].
Puuttuvat arvot
GAS: n puuttuvat arvot käsiteltiin kuumakansioimputusmenetelmällä, jossa kukin puuttuva arvo korvataan samanlaiselta yksiköltä havaitulla vasteella kummankin tapauksen havaitsemien ominaisuuksien suhteen [69]. Tutkimuksessamme BSSS valittiin ”kansi muuttujaksi”, koska se sisältää vähän tai puuttuvaa tietoa [70]. Käytimme T. van der Weegenin SPSS-käyttäjille kuumakannen imputointimakroa, jonka voi ladata seuraavalta verkkosivustolta: http://www.spsstools.net/SampleSyntax.htm.
Otoksen kokoon liittyvät näkökohdat
Otoskokolla on tärkeä rooli puolueettomien parametriestimaattien ja tarkan mallin sopivuustiedon tarjoamisessa. Seurataan Bentler ja Chou [71], joka suositteli vähintään henkilöiden 5: 1-suhdetta muuttujiin normaalin ja elliptisen jakauman suhteen, tutkijoiden keskuudessa näyttää olevan yleinen yksimielisyys tämän suhteen hyväksymisestä. Kuitenkin kategorisille tai ei-normaalisti jakautuneille muuttujille, kuten tässä tapauksessa, tarvitaan suurempia näytteitä kuin jatkuville tai normaalisti jakautuneille muuttujille. Suositellaan suhdetta vähintään 10-kohteita muuttujaa kohden tämän tyyppiselle jakautumiselle [72]. Tämän tutkimuksen otos täyttää tämän vaatimuksen.
tulokset
Alun perin kirjatusta 5,990 42 havainnosta GAS-tiedot puuttuivat 0.7 osallistujasta (35%). Lämmin kannen imputoituminen käytti onnistuneesti dataa 7: lle, jättäen 5,983 tapausta puutteelliseksi. Sitten analysoitiin lopullinen otoskoko, 3,318 2,665 vastaajaa (20.0 1.2, ranskankieliset ja 10.6 saksankieliset). Osallistujien keski-ikä oli 8.1 vuotta (SD = 2.3). Tästä lopullisesta otoksesta XNUMX% ranskalaisista ja XNUMX% saksalaisista vastaajista luokiteltiin polyeteenikäyttäjiksi, kun taas XNUMX% kummankin ryhmän vastaajista luokiteltiin monoteettisiksi käyttäjiksi. Kunkin kielialueen ominaisuudet on esitetty taulukossa 2.
Ranskankieliset yhteisöt
GAS: n sisäinen johdonmukaisuus oli hyvä, mikä käy ilmi Cronbachin kertoimesta 0.86. EFA by Velicer MAP -testi ehdotti yksikerroista ratkaisua. Rinnakkaisanalyysi vahvisti tämän havainnon onnistuneesti. Tätä yksikerroista mallia arvioitiin sitten CFA: ssa AMOS: n kanssa. Muuntamisindeksien ja epätavallisten standardisoitujen jäännösten ohjaamana, jotka ehdottivat kuuden virhevarianssin korrelaatiota, loimme hyvin varustetun mallin, jolla oli hyvä sovitus riippumattomuusmalliin (χ2/ df = 2.6, CFI = 0.99, RMSEA = 0.02).
Saksankielinen yhteisö
Asteikon sisäinen konsistenssi oli tyydyttävä (Cronbach α = 0.85). Yksikerroinen ratkaisu löytyi myös EFA: sta Velicer MAP: llä, ja se vahvistettiin rinnakkaisanalyysillä. Samaa polkumallia, jota käytettiin ranskankielisen ryhmän arviointiin, sovellettiin saksankielisiin ryhmiin. Tämä malli toimi heikommin, mutta antoi silti hyväksyttävät sopivuuden arvot (χ2/ df = 5.9, CFI = 0.94, RMSEA = 0.04).
Moniryhmän analyysi
Konfiguratiivisen vastaavuuden testaaminen
Kun olemme määrittäneet sopivan mallin kullekin ryhmälle erikseen, testimme konfiguraatioekvivalenttia, jossa samat parametrit arvioitiin uudelleen moniryhmämallissa. Toisin sanoen parametrit arvioitiin molemmille ryhmille samanaikaisesti. Tähän moniryhmämalliin liittyvät tulokset paljastivat a χ2 91.53-arvo 17-vapausasteilla. CFI- ja RMSEA-arvot olivat vastaavasti 0.97 ja 0.02, mikä antoi hyväksyttävän sovituksen. Nämä arvot ovat perusarvoja, joihin verrattuna kaikkia seuraavia invarianssitestejä verrattiin.
Testaus tekijämittauksen vastaavuuden suhteen
Malli, jolla on kaikki kuormat (kertoimien kuormitukset ryhmittäin esitetään taulukossa 3), joka oli pakotettu olemaan tasa-arvoinen ryhmien välillä, sovitettiin. Tähän rajoitettuun kaksiryhmämalliin liittyvät sopivuuden tilastot esitetään taulukossa 4 (toinen merkintä). Testaamalla tämän rajoitetun mallin invarianssia vertailimme sen mallia χ2 114.59: n arvo 23: n vapausasteilla rajoittamattoman mallin kanssa (χ2(17) = 91.53). Tämä vertailu tuotti a χ2 ero (Δχ2) 23.06: stä 6: n vapausasteilla, mikä on tilastollisesti merkitsevä (p = 0.001). Näin ollen kaikkien tekijäkuormitusten tasa-arvorajoitukset hylättiin. Kun otetaan huomioon, että koko tekijän muuttumattomuus hylättiin, aloimme tarkistaa, mitkä kuormitustekijät olivat erilaiset. Koska tekijöiden latausparametrien havaittiin olevan muuttumattomia ryhmien välillä, niiden määrittelemät tasa-arvorajoitukset säilyivät kumulatiivisesti koko loppuosan muuttumattomuuden testausprosessin ajan [73]. Ensinnäkin, rajoittamalla toleranssikohteen tekijäkuormituksia yhtä suureiksi ryhmissä, saatiin merkityksettömiä tuloksia, mikä viittaa siihen, että ne ovat yhtä suuret. Tunnistamistarkoituksissa Salience-tuotteen lataaminen oli jo pakollista ottamaan 1-arvo molemmissa ryhmissä. Seuraavaksi tämän tasa-arvorajoituksen pitäminen ja tasa-arvorajoituksen lisääminen mielialan muokkaamiseen johti edelleen merkitykseen χ2 arvot. Tämä jatkui, kunnes saavutimme peruuttamisen, missä merkittävä χ2 tulokset ehdottivat tasa-arvoa kahden ryhmän välillä. Testit toistettiin konflikteille ja ongelmille, jotka olivat jälleen merkityksettömiä. Yksityiskohtainen menettely on esitetty taulukossa 4. Kaikkien havaittujen toimenpiteiden, vetäytymistä lukuun ottamatta, todettiin toimivan vastaavasti molemmilla kielialueilla.
Korrelaatioanalyysi ranskankielisessä yhteisössä
Korrelaatioanalyysia käytettiin tutkimaan samanaikaista pätevyyttä GAS: n ja muiden vastaavien rakenteiden välillä. Kuten taulukossa 2 esitetään 5, GAS: n assosiaatio MDI: n kokonaispistemäärään ja ZKPQ-50-cc Anxiety -ala-asteikkoon oli pieni (vastaavasti ρ = 0.27 ja ρ = 0.24) ja GAS: n assosiaatio ZKPQ-50-cc -yhteiskykyisyyden aliasteikkoon oli pieni ja negatiivinen (ρ = −0.20). Korrelaatioita muihin arviointitoimenpiteisiin pidettiin triviaaleina.
Korrelaatioanalyysi saksankielisessä yhteisössä
Kuten taulukossa on esitetty 6, GAS: n assosiaatio MDI: n ja ZKPQ-50-cc Anxiety -ala-asteikon kanssa oli pieni (ρ = 0.24 ja ρ = 0.23). Tämä assosiaatio oli pienempi ZKPQ-50-cc Aggressiivisuuden aliasteikolla (ρ = 0.15) ja Sociability-aliasteikolla (ρ = - 0.10).
Keskustelu
Tämä tutkimus on ensimmäinen, jolla tietojemme mukaan arvioidaan 7-esineen kaasun psykometriset ominaisuudet ranskaksi ja saksaa puhuvien aikuisten miesten edustavien näytteiden joukossa.
Tärkein havainto on, että 7-esinekaasun yksikerroisella mallilla on hyvät psykometriset ominaisuudet ja se sopii hyvin tietoihin molemmissa näytteissä. Tulokset ovat useiden aikaisempien havaintojen mukaisia [44, 50] ja sallia niiden laajentamisen aikuisille. [74, 75].
Lisäksi kaikkien havaittujen toimenpiteiden, vetäytymistä lukuun ottamatta, todettiin toimivan vastaavasti molemmilla kielialueilla. Tämä lisää asteikon kielellistä pätevyyttä. Vieroutukseen liittyvään kohtaan liittyvä heikkous voi johtua tämän käsitteen epätarkkuudesta, kun sitä sovelletaan pelin käyttöön [36]. Se voi myös osoittaa ryhmien väliset erot taustalla olevassa rakenteessa. Tätä hypoteesia ei kuitenkaan pidä paikkansa, koska nämä erot eivät heijastu tekijäkuormitusten suuruudessa, joiden arvot ovat samanlaiset (0.65 vs. 0.71). Tämän erän ranskan ja saksan kielen käännösten väliset erot voivat selittää tämän eron. Keskustellessamme tästä jälleen kaksikielisten henkilöiden kanssa, emme kuitenkaan löydä merkittäviä eroja käytettyjen sanojen merkityksessä. Vaikka tämä on suurin ero tekijäkuormituksissa, se on edelleen vähäinen verrattuna muihin (0.06 absoluuttisena arvona). Siksi ainoa uskottava selitys on, että χ2 havaitut tilastot ovat todennäköisesti indusoituneet melkein 6,000-yksilöiden suuren näytteen perusteella.
Yhdessä lukuisten pelin ja Internetin käyttöä koskevien tutkimusten kanssa [19, 21, 76], todettiin yhteys masennusoireiden ja GAS-pisteiden välillä. Lisäksi löydettiin pieni assosiaatio GAS-pisteiden ja ZKPQ-50-cc: n sekä neurotiikka-ahdistuneisuus-ulottuvuuden että aggressiivisuus-vihamielisyyden ala-asteikon välillä. Nämä assosiaatiot ovat johdonmukaisia aineiden käyttöön liittyviin riippuvuuksiin liittyvien havaintojen kanssa [77, 78] ja ovat yhdenmukaisia muiden Internet- tai peliriippuvuuteen liittyvien tutkimusten kanssa [59, 79]. Lisäksi, kuten muissa tutkimuksissa [79], negatiivinen assosiaatio löydettiin Sociability-aliasteikosta. Tämä näyttää olevan yhdenmukainen muiden tutkimusten tulosten kanssa, jotka osoittivat yhteyden yksinäisyyden ja heikon sosiaalisen pätevyyden välillä peliriippuvuuteen [25, 80].
Tämä tutkimus ei osoittanut yhteyttä GAS-pisteiden ja sensaation tavoittelun välillä. Tämä havainto on ristiriidassa muiden tutkimusten kanssa [81]. Jotkut tutkijat ovat osoittaneet, että sensaation etsiminen liittyy ekstraversioon [58]. Peli- ja Internet-riippuvuudet näyttävät kuitenkin liittyvän enemmän introversioon kuin ekstraversioon [82], ja siksi on uskottavaa, että sensaationhakua ei tässä yhteydessä liitetty GAS-tuloksiin. Samoin, ristiriidassa useiden aikaisempien tutkimusten tulosten kanssa [19, 26, 32, 83], tämä tutkimus ei osoittanut yhteyttä alkoholin tai kannabiksen käyttöön. Nämä yhdistykset mahdollisesti välittyivät erityisellä ensisijaisella verkkotoiminnalla, ja ne voivat poiketa toiminnoista toiseen [84].
Koska 2.3% osallistujista luokitellaan monoteettisiksi käyttäjiksi ja 9.5% polyteettisiksi käyttäjiksi (liialliset käyttäjät), esiintyvyysaste tässä tutkimuksessa on verrattavissa alkuperäisen GAS-tutkimuksen havaintoihin [44] ja useissa muissa sveitsiläisissä ja eurooppalaisissa tutkimuksissa [85-89]. Hieman alempi [90, 91] tai korkeammat yleisyysluvut [12, 92] ilmoitettiin kuitenkin muissa tutkimuksissa. Erot ovat todennäköisesti seurausta arviointityökalujen, tutkitun populaation, polyeteettisen luokituksen käytön ja ehdotettujen raja-arvojen eroista [12].
Tutkimuksella on useita vahvuuksia, kuten edustavien edustajien otto nuorista miehistä ja korkea vastausprosentti. Tämä on mahdollinen etu, kun otetaan huomioon online-rekrytointipohjaisissa tutkimuksissa kuvatut itsevalinnan puolueellisuudet [93]. Toinen tärkeä vahvuus on kahden erilaisen ja suuren kielellisen näytteen sisällyttäminen. Tutkimuksen heikkouksia ovat naisten puute nykyisissä näytteissä ja osallistujien tiettyjen pelitoimintojen samanaikaisen arvioinnin puute. GAS: n lisätutkimuksia voidaan tarvita erilaisten pelien ja muiden Internet-käyttäytymisen arvioimiseksi.
Yhteenveto
7-kohteen GAS näyttää olevan mielenkiintoinen arviointityökalu. Tämä asteikko, jota aiemmin käytettiin murrosnäytteissä, näyttää olevan riittävä aikuisnäytteille ja sillä on hyvät psykometriset ominaisuudet ranskan- ja saksankielisissä versioissa.
Eettinen hyväksyntä ja suostumus osallistumiseen
Lausannen yliopiston lääketieteellisen koulun kliinisen tutkimuksen eettinen komitea hyväksyi käsillä olevan tutkimuksen, joka myönnettiin C-SURF-tutkimusprotokollasta numero 15/07. Kaikki osallistujat antoivat kirjallisen tietoon perustuvan suostumuksensa osallistua tutkimukseen.
Suostumus julkaisemiseen
Ei sovellettavissa.
Tietojen ja materiaalien saatavuus
Saatavissa pyynnöstä viimeiselle kirjailijalle Gerhard Gmelille: [sähköposti suojattu].
Kiitokset
Rahoituslähteelle.
Rahoitus
Tätä tutkimusta rahoitti Sveitsin kansallinen tiedesäätiö (FN 33CSC0-122679 ja FN 33CS30-139467).
Lyhenteet
| BSS: ien | lyhyt sensaatio tavoitteleva asteikko |
| CFA | varmentava tekijäanalyysi |
| Tuomioistuin | vertailukelpoisuusindeksi |
| C-SURF | ryhmän tutkimus aineiden käytön riskitekijöistä |
| DSM-IV | mielenterveyden häiriöiden diagnostinen tilastollinen käsikirja, neljäs painos |
| EFAs | tutkittavat tekijäanalyysit |
| GAS | peliriippuvuusasteikko |
| ICD-10 | henkisten ja käyttäytymishäiriöiden kansainvälinen luokittelu |
| MAP | velicerin vähimmäiskeskimääräinen osatesti |
| MDI | masennuslomake |
| RMSEA | likimääräisen keskimääräinen neliövirhe |
| SEM | rakenneyhtälön mallintaminen |
| ZKPQ-50-cc | Zuckerman-Kuhlmanin persoonallisuuskysely |
alaviitteet
Kilpailevat intressit
Tekijät ilmoittavat, että heillä ei ole kilpailevia etuja.
Tekijöiden rahoitusosuudet
GG järjesti alkuperäisen tutkimuksen ja antoi merkittävän panoksen suunnitteluun ja suunnitteluun sekä tiedon hankkimiseen. YK, GG ja DZ osallistuivat tämän tutkimuksen suunnitteluun ja tekivät merkittävän panoksen käsillä olevan tutkimuksen suunnitteluun. YK laati käsikirjoituksen. AC suoritti tilastollisen analyysin ja laati käsikirjoituksen. GG, SR, DZ, SA ja GT auttoivat käsikirjoituksen laatimisessa. GG, SR, DZ, SA ja GT ovat olleet mukana käsikirjoituksen tarkistamisessa kriittisen tärkeän henkisen tyytyväisyyden vuoksi. Kaikki kirjoittajat olivat mukana tietojen tulkinnassa, artikkelin laatimisessa ja tarkistamisessa. Kaikki kirjoittajat lukevat ja hyväksyivät lopullisen käsikirjoituksen.
Viitteet
;
