Propiedades psicométricas da escala de adicción ao xogo 7 entre adultos de lingua francesa e alemá (2016)

 

Abstracto

Fondo

O elemento 7 Game Game Addiction Scale (GAS) é un utilizado para o uso de xogos adictivos. Na mostra adulta é necesaria tanto a validación cruzada lingüística como a validación en francés e alemán. O obxectivo do estudo é avaliar a estrutura factorial das versións francesa e alemá do GAS entre os adultos.

Methods

Dúas mostras de homes de francés (N = 3318) e alemán (N =  2665) as áreas lingüísticas de Suíza foron avaliadas co GAS, o Inventario de Depresión Maior (MDI), a Breve Sensation Seeking Scale e o Zuckerman-Kuhlman Personality Questionnaire (ZKPQ-50-cc). Tamén foron avaliados por consumo de cannabis e alcol.

Resultados

A consistencia interna da escala foi satisfactoria (Cronbach α = 0.85). Atopouse unha solución dun factor en ambas mostras. Atopáronse pequenas asociacións positivas entre as puntuacións de GAS e as MDI, así como as subescalas de neuroticismo-ansiedade e agresión-hostilidade do ZKPQ-50-cc. Atopouse unha pequena asociación negativa coa subescala de Sociabilidade ZKPQ-50-cc.

Conclusión

O GAS, nas súas versións francesa e alemá, é adecuado para a avaliación da adicción aos xogos entre adultos.

Material complementario electrónico

A versión en liña deste artigo (doi: 10.1186 / s12888-016-0836-3) contén material complementario, dispoñible para usuarios autorizados.

Palabras clave: Adicción a Internet, Trastorno de xogo en Internet, Escala de adicción a xogos

Fondo

A expansión de Internet vén con numerosos beneficios, incluído o seu uso con fins comerciais, sociais, psicolóxicos, académicos e médicos.-]. Non obstante, suscitáronse serias preocupacións relacionadas con posibles vicios de xogo en Internet e en Internet [-]. En particular, os xogos en liña recibiron atención polos seus posibles enlaces a patróns de uso adictivo nun subconxunto de usuarios [-]. Algúns estudos informaron de importantes asociacións entre vicios de Internet ou xogos e construcións ou trastornos psiquiátricos [], como a depresión [-], trastornos de ansiedade [, ], trastorno por déficit de atención [, ], soidade [-], introversión, neuroticismo, impulsividade [, , , -], e trastornos do abuso de substancias []. O uso excesivo de Internet tamén está asociado a problemas familiares e sociais [, ].

Trastorno de xogo en Internet ”(IGD) [IGD]] introduciuse na sección 3 do DSM-5 como condición que garante máis investigación clínica e experiencia antes de que se considerase para a inclusión como un trastorno formal. O DSM-5 suxire que IGD pode referirse ao uso persistente e periódico de xogos en Internet asociados a sufrimento ou discapacidade nun período mínimo de 12-month.

Informouse normalmente de que os síntomas do trastorno de xogo de Internet inclúen preocupación persistente con xogos de Internet, dificultade para controlar ou reducir o tempo dedicado aos xogos, consecuencias negativas da perda de control (enganar a outros, conflito, illamento social e fatiga, relación ou oportunidades perdidas ), a perda de interese por outras actividades, o uso de xogos de Internet para escapar ou aliviar un estado de ánimo disfórico, retirada e tolerancia [-].

Desde a aparición do concepto de adicción a Internet] e trastorno de xogos por Internet, desenvolvéronse varias medidas psicométricas [en], -]. A escala de xogo de adicción ao xogo 7 (GAS) é unha medida tan curta. Esta escala foi desenvolvida especialmente por Lemmens et al. para avaliar o xogo entre os adolescentes [] e foi conceptualmente baseado nos criterios de xogo patolóxico na cuarta edición do DSM (DSM-IV). Cada elemento do GAS está precedido da declaración "Durante os últimos seis meses, con que frecuencia ..." e é puntuada nunha escala Likert de punto 5 (1 = nunca, 2 = raramente, 3 = ás veces, 4 = a miúdo e 5 = moi a miúdo). Lemmens et al. [] suxeriron dous formatos para avaliar a presenza de adicción ao xogo: un formato monotético (todos os elementos puntuados por encima de 3) e un formato polietético (polo menos a metade dos elementos que marcan 3 ou superior). Hipotetizou que o formato monotético conduciría a unha mellor estimación da prevalencia da adicción que o formato polietético.].

Atopáronse boas correlacións entre as puntuacións de GAS eo tempo semanal dedicado aos xogos. Ademais, as puntuacións correlacionáronse cunha serie de construcións anteriormente asociadas a adiccións a xogos como: menor satisfacción na vida, menor competencia social, maior soidade e maior agresión]. As puntuacións máis altas de GAS asociáronse co sesgo de atención e máis erros na inhibición da resposta relacionada con indicios do xogo []. Os resultados están en liña con numerosos estudos que vinculan a impulsividade e a reactividade específica de outros con outros comportamentos adictivos [-], Adicción a Internet [, ] ou trastornos relacionados co xogo []. As análises factoriales indicaron que o GAS era unidimensional [, ]. En comparación con outras escalas, o GAS ten unha mellor cobertura dos criterios IGD no DSM-5 [] (vexa tamén Táboa 1).

Táboa 1 

GAS e a súa concordancia co DSM-5 propuxeron criterios para o trastorno do xogo en Internet

Sorprendentemente, as características psicométricas da escala non se reportaron entre os mozos a pesar da ampla difusión de xogos nesa poboación [], especialmente entre os homes novos].

O principal obxectivo do presente estudo foi investigar as propiedades psicométricas do elemento 7 GAS en machos adultos novos. Un dos obxectivos secundarios do estudo foi realizar unha validación cruzada de dúas mostras de distintas rexións lingüísticas en Suíza, de fala francesa e alemana, e avaliar a invariancia ou a propiedade equivalente do GAS entre estes dous grupos lingüísticos.

Methods

Participantes e procedemento

Os datos utilizados neste estudo orixináronse dun estudo lonxitudinal deseñado para avaliar o uso de substancias e xogos entre os mozos suízos: o estudo de cohortes sobre os factores de risco para o uso de substancias (C-SURF).

O estudo en cuestión, emitido polo número de protocolo de investigación C-SURF 15 / 07, foi aprobado polo Comité de Ética da Investigación Clínica da Escola Médica da Universidade de Lausanne.

Todos os participantes deron o seu consentimento informado por escrito para participar no estudo.

Os participantes foron recrutados entre agosto de 2010 e novembro de 2011 en tres dos seis centros de recrutamento do exército nacional. Un dos centros está situado en Lausana (zona de fala francesa) e os outros dous en Windisch e Mels (zona de fala alemá). Os centros de contratación abarcan todos os cantóns suizos de fala francesa e 21 dos 26 cantóns de Suíza. A recrutamento do exército é obrigatorio en Suíza, polo que practicamente todos os mozos dos cantóns correspondentes que teñen uns 20 anos eran elegibles para participar no estudo C-SURF.

Durante o período de contratación do estudo, 15,074 homes presentáronse nos centros de contratación. Destes potenciais participantes, 1,829 (12.1%) nunca foron informados sobre C-SURF (enfermidade breve na hora de cita, non foron informados sobre o estudo polo persoal militar) ou foron seleccionados aleatoriamente noutro estudo en curso, chamado CH-X []. CH-X é unha enquisa transversal repetida, que ten un calendario fixo e obrigatorio de 90 minutos dentro dos procedementos de contratación. Polo tanto, a participación habitual en CH-X non interfería nos nosos procedementos de inscrición, que tiñan lugar antes do inicio dos procedementos do exército. Non obstante, en poucos casos os participantes xa foron para cubrir os cuestionarios CH-X antes de que puidésemos informalos sobre o noso estudo. Como prometemos non interferir nos procedementos do exército, non puidemos contactar con algúns deles. Que saibamos, non podemos ver ningún prexuízo sistemático que estas poucas persoas sen contacto debido aos requirimentos de CH-X puideran causar. Estes homes non informaron ao persoal investigador e non puideron ser incluídos. Dos 13,245 (87.9%) homes aos que se lles informou do estudo, 7,563 (57.1%) deron o seu consentimento por escrito para participar. Por desgraza, non temos información sobre os motivos para non consentir. Unha das razóns pode ser que a sinatura dun tipo de contrato para un estudo de longa duración (C-SURF está previsto para un período de 10 anos) pode disuadir a algúns individuos. Unha comparación de consentidores e non consentidores [] revelou que os non consentidores eran máis frecuentemente consumidores de substancias que os consentidores, pero as diferenzas a miúdo non eran significativas e ás veces en dirección contraria (por exemplo, os consentidores eran máis frecuentemente usuarios de alcol que os non consentidores). Os centros de contratación empregáronse só para inscribir participantes; Enviáronse cuestionarios a enderezos privados e asegurouse a confidencialidade, especialmente no relativo ao exército. Un total final de 5,990 participantes (79.2%) completaron o cuestionario de base. Deste número, 3,320 falaban francés e 2,670 falaban alemán.

Instruments

Escala de adicción a xogos (GAS)

A versión inglesa da escala foi traducida e traducida ao francés e alemán. Unha declaración introdutoria para os ítems de escala orientou claramente aos participantes a responder en relación co seu uso: "Agora estamos interesados ​​en saber canto tempo gastou en xogos. Isto inclúe os cybergames en internet ou xogos nunha consola "(Ficheiro adicional 1).

De acordo coa hipótese de Lemmens et al. [], os que marcaron "ás veces" ou máis en os sete ítems definíronse como xogadores monotéticos ("xogos patolóxicos") e os que marcaron "ás veces" ou máis en polo menos a metade dos elementos (de catro a seis de sete elementos). definíronse como xogadores polieticos (xogo excesivo).

No estudo de validación orixinal reportáronse altas fiabilidades para a escala de adicción ao xogo con alfa Cronbach de .82 a .87].

Inventario de depresión maior (MDI)

O IMD foi usado para determinar o nivel de depresión nas últimas dúas semanas [, ]. É un cuestionario sobre o estado de autoinformación. Empregouse unha escala de seis puntos de "nunca" (0) a "todo o tempo" (5) e calculouse unha puntuación total. O MDI tamén se pode usar como instrumento de diagnóstico con algoritmos que levan ao DSM-IV ou ás categorías da Clasificación Internacional de Trastornos Mentais e de Comportamento (ICD-10) sen depresión, depresión leve ou moderada e depresión grave.

Estudos anteriores sobre o inventario de depresión maior indican que o MDI ten boa fiabilidade e consistencia interna (coeficiente alfa de Cronbach: ata 0.94), así como boa sensibilidade, especificidade e validez como escala de severidade da depresión unidimental con puntuacións de corte adecuadas [, , ].

Escala en busca de sensación breve (BSSS)

O BSSS [] é unha escala de oito elementos, cada elemento puntuado nunha escala de cinco puntos de "fortemente en desacordo" (1) a "acordo firmemente" (5). O BSSS inclúe as seguintes dimensións: aventura, aburrimento, desinhibición e busca de experiencias. A puntuación total foi previamente asociada a un risco de consumo de drogas nunha mostra de adolescentes [].

A consistencia interna adecuada do BSSS foi informada previamente (coeficiente alfa de Cronbach: 0.74) [].

O cuestionario de personalidade de Zuckerman-Kuhlman (ZKPQ-50-cc)

O ZKPQ-50-cc avalía diferentes aspectos da personalidade []. Utilizáronse tres subescalas, cada unha composta por elementos 10, para avaliar o neuroticismo / ansiedade, sociabilidade e agresión / hostilidade. Os participantes indicaron se estiveron de acordo ou non en desacordo con cada declaración. Calculouse unha puntuación media para cada subescala. Outros estudos demostraron unha contribución de neurotismo / ansiedade e agresión / hostilidade á adicción a Internet []. O ZKPQ-50-cc mostrou propiedades psicométricas e interculturais satisfactorias, incluíndo unha fiabilidade adecuada entre subescalas e países (coeficiente alfa de Cronbach ata 0.70) [].

Cuestionarios sobre o uso de substancias

Avalíase o consumo de alcol nun período de meses 12 (Táboa 2). En consecuencia, calculouse a frecuencia de consumo intensivo de alcohol (seis bebidas estándar ou máis nunha ocasión) e dos días de bebida durante a semana (de luns a xoves). A idade de aparición da embriaguez (primeiro episodio de estar borracho) tamén foi avaliada segundo o Proxecto Europeo de Enquisas Escolares sobre Alcohol e Outras Drogas []]. O consumo de cannabis avaliouse preguntando polo seguinte: idade de inicio do consumo de cannabis, idade do primeiro "alto" en cannabis e consumo de cannabis e frecuencia de uso durante os últimos 12 meses.

Táboa 2 

Características dos participantes

Análise estatística

Neste estudo usamos programas de software SPSS 18.0 e AMOS 19.0 (Análise de Estructuras de Momentos; SPSS Inc., Chicago, IL). En primeiro lugar, calculáronse estatísticas descritivas para as características dos participantes. A consistencia interna, é dicir, a medida en que os elementos GAS estiveron interrelacionados, entón foi medida usando o coeficiente de Cronbach. Streiner e Norman [] suxiren que o alfa está por encima de 0.70, pero non moito máis alto que 0.90.

A continuación utilizáronse análises de factores exploratorios (EFAs) para avaliar a estabilidade do factor na escala validada por Lemmens e al []. O número de factores foi extraído coa proba parcial mínima parcial (MAP) de Velicer realizada na matriz de correlación []. Este número confirmouse a continuación mediante análises paralelos. En análises paralelas, o foco está no número de compoñentes que contabilizan máis varianza que os compoñentes derivados de datos aleatorios, mentres que na proba MAP, o foco está nas cantidades relativas de varianza sistemática e non sistemática que quedan nunha matriz de correlación despois das extraccións. dun número crecente de compoñentes [].

Aínda que a EFA é máis axeitada para os cuestionarios recén deseñados, non é raro que tamén o empregue nun proceso de revalidación cando se recollen datos doutra mostra ou outra poboación. O uso de EFA aquí foi para avaliar a estabilidade dos factores nas dúas rexións lingüísticas, xa que é un requisito previo básico para unha investigación posterior da equivalencia da ferramenta entre os distintos subgrupos.

Para a determinación da invarianza de varios grupos, usamos o procedemento descrito na modelaxe de ecuacións estruturais (SEM) seguindo o traballo de Jöreskog []. Ao probar a equivalencia de grupo, é habitual usar modelos de análise de factores confirmatorios (CFA), un método entre a clase xeral de SEM. Dependendo da pregunta de investigación, buscar a equivalencia de grupo pode implicar unha serie de probas realizadas na seguinte orde restrictiva: equivalencia configural, equivalencia de medición e equivalencia estructural. As probas de invariancia configuradas céntranse na medida en que o número de factores e patróns da súa estrutura son similares entre grupos. Cómpre salientar, porén, que se require a determinación dun modelo de liña de base apropiado para cada grupo por separado, sobre o que se deriva o modelo de configuración. Por outra banda, nos ensaios de medición e invariancia estrutural, o interese céntrase máis específicamente no grao de equivalencia dos parámetros nos compoñentes estruturais de medición entre os grupos., ]. Tendo en conta que as nosas preguntas de investigación refírense á equivalencia de medicións entre grupos, as análises estatísticas centranse na invarianza e invariancia de cargas de factores nas dúas rexións lingüísticas.

Avaliación do axuste do modelo

A bondade do axuste dos modelos examínase a través de varios índices, como se describe a continuación [].

  1. o χ2 relación de graos de liberdade (χ2/ df). Varios investigadores recomendaron o uso desta relación como medida do axuste para superar os problemas asociados χ2 estatística de proba. Estes problemas inclúen, entre outros, a violación de supostos, a complexidade do modelo e a dependencia do tamaño da mostra. Os índices tan baixos como 2 parecen indicar un axuste razoable.
  2. Índice de axuste comparativo (CFI). O CFI oscila entre 0 e 1, con valores máis altos que indican mellor axuste. Unha regra xeral é que os valores superiores a 0.95 poden interpretarse como un bo axuste, mentres que os valores entre 0.90 e 0.95 son indicativos dun axuste aceptable en relación ao modelo de independencia.
  3. O erro de aproximación do cadrado medio raíz (RMSEA). Esta é unha medida de axuste aproximado na poboación e, polo tanto, preocupa a discrepancia debida á aproximación. O RMSEA está delimitado por debaixo de 0. Os valores de RMSEA inferiores ou iguais a 0.05 poden considerarse como un bo axuste, entre 0.05 e 0.08 un axuste aceptable e superior a 0.8 un axuste mediocre, mentres que valores> 0.10 non son aceptables.

Tamén se examinaron cambios na estatística de boa aptitude para detectar diferenzas nos diferentes modelos. Unha diferenza significativa en χ2 valores entre os modelos anidados significa que todas as restricións de igualdade non se manteñen entre os grupos.

A representación gráfica dos elementos GAS medidos nunha escala ordinal mostra que a asunción da normalidade non é tenible. Como consecuencia, a estimación asimptótica sen distribución en lugar da estimación de probabilidade máxima é unha boa estratexia para acomodar datos non distribuídos normalmente nas análises SEM.

Por último, investigouse a validez simultánea correlacionando a puntuación total de GAS coas puntuacións do MDI []; o BSSS []; e as subescalas de Neuroticismo-Ansiedade, Sociabilidade e Agresión-Hostilidade das ZKPQ-50-cc []. Tamén examinamos a fortaleza da asociación da escala con outras medidas relacionadas co consumo de alcol e cannabis. Segundo a regra xeral de Cohen, calquera correlación maior que 0.5 é grande, de 0.5-0.3 é moderada, de 03 – 0.1 é pequena e menor de 0.1 é trivial [].

Faltan valores

Os valores de falta de GAS manexáronse co método de imputación de cuberta quente, no que cada valor que falta é substituído por unha resposta observada dunha unidade similar con respecto ás características observadas polos dous casos []. No noso estudo, o BSSS foi elixido como "variable do convén", xa que inclúe pouco ou ningún dato que falta []. T. van der Weegen empregou unha macro de imputación de deck quente para usuarios de SPSS, que se pode descargar do seguinte sitio web: http://www.spsstools.net/SampleSyntax.htm.

Consideracións sobre o tamaño da mostra

O tamaño da mostra xoga un papel importante na subministración de estimacións de parámetros imparciais e información precisa de axuste do modelo. Seguindo a Bentler e Chou [], que recomendou polo menos unha relación 5: 1 de suxeitos a variables para distribucións normais e elípticas, parece haber un consenso xeral entre os investigadores para a adopción desta relación. Non obstante, para variables categóricas ou non normalmente distribuídas, como é o caso aquí, necesítanse mostras máis grandes que para as variables continuas ou normalmente distribuídas. Recoméndase unha relación de polo menos suxeitos 10 por variable para este tipo de distribución []. A mostra no presente estudo cumpre este requisito.

Resultados

Das 5,990 observacións orixinais rexistradas inicialmente, faltaban datos de GAS para 42 participantes (0.7%). O uso da imputación de hot deck imputou con éxito os datos de 35 deles, deixando aínda 7 casos incompletos. Analizouse entón un tamaño da mostra final de 5,983 entrevistados (3,318, de fala francesa e 2,665 de fala alemá). A idade media dos participantes foi de 20.0 anos (DE = 1.2). Desta mostra final, o 10.6% dos enquisados ​​franceses e o 8.1% dos alemáns foron clasificados como usuarios polietéticos, mentres que o 2.3% dos enquisados ​​de cada grupo clasificáronse como usuarios monotéticos. As características de cada rexión lingüística infórmanse na táboa 2.

Comunidade francófona

A coherencia interna do GAS foi boa, como reflicte o coeficiente de 0.86 de Cronbach. A proba EFA de Velicer suxeriu unha solución dun factor. Este achado confirmouse con éxito mediante análises paralelas. Este modelo dun factor foi avaliado en CFA con AMOS. Guiados por índices de modificación e residuos normalizados inusuales que suxerían a correlación de seis variancias de erro, establecemos un modelo ben encaixado que exhibía un bo axuste en relación ao modelo de independencia (χ2/ df = 2.6, CFI = 0.99, RMSEA = 0.02).

Comunidade de fala alemá

A consistencia interna da escala foi satisfactoria (Cronbach α = 0.85). O MAP de Velicer atopou unha solución dun factor tamén atopada en EFA e foi confirmada por análises paralelas. O mesmo modelo de camiño usado para avaliar o grupo de fala francesa aplicouse ao grupo de fala alemá. Este modelo cumpriu máis mal, pero aínda así daba valores aceptables de bondade de axuste (χ2/ df = 5.9, CFI = 0.94, RMSEA = 0.04).

Análise multigrupo

Probas para a equivalencia configural

Determinado un modelo ben encaixado para cada grupo por separado, probamos a equivalencia configural na que se estimaron de novo os mesmos parámetros nun modelo multigrupo. Noutras palabras, estimáronse parámetros para os dous grupos ao mesmo tempo. Os resultados relacionados con este modelo multigrupo revelaron a χ2 valor de 91.53 con graos de liberdade 17. Os valores CFI e RMSEA foron 0.97 e 0.02, respectivamente, proporcionando un axuste aceptable. Estes valores son os valores básicos cos que se compararon todas as probas posteriores para invariancia.

Probas para a equivalencia de medida factorial

Na táboa móstrase un modelo con todas as cargas (as cargas por factor por grupo 3) limitouse a ser igual entre grupos. Na táboa móstranse as estatísticas de boa aptitude relacionadas con este modelo de dous grupos restrinxido 4 (segunda entrada) Ao probar a invariancia deste modelo restrinxido, comparamos o seu χ2 valor de 114.59 con graos de liberdade 23 con o para o modelo sen restricións (χ2(17) = 91.53). Esta comparación produciu un χ2 diferenza (Δχ2) de 23.06 con graos de liberdade 6, o que é estadísticamente significativo (p =  0.001). Polo tanto, as restricións de igualdade para todas as cargas de factores foron rexeitadas. Dado o rexeitamento da invarianza factorial total, procedemos a comprobar que factores de carga eran diferentes. Como os parámetros de carga de factores resultaron invariantes entre grupos, mantivéronse as súas restricións de igualdade especificadas, acumulativamente, durante o resto do proceso de proba de invarianza []. En primeiro lugar, a carga de factores de restrición do elemento de Tolerancia é igual entre grupos e obtivo resultados non significativos, suxerindo que sexan iguais. Para propósitos de identificación, a carga do elemento Salience xa estaba limitada a tomar o valor de 1 en ambos os grupos. A continuación, manter esta restrición de igualdade e engadir a restrición de igualdade para a modificación do estado de ánimo aínda resultou non significativo χ2 valores. Isto continuou ata que chegamos á retirada, onde é importante χ2 os resultados suxeriron a non igualdade entre os dous grupos. Repetíronse probas para conflitos e problemas, que volveron a ser pouco significativos. O procedemento detallado móstrase na táboa 4. Todas as medidas observadas, excepto a retirada, atopáronse funcionando de forma equivalente para ambas rexións lingüísticas.

Táboa 3 

Cargas de factores e medidas de axuste
Táboa 4 

Resumo de estatísticas de boa condición de probas de invariancia entre grupos lingüísticos

Análise de correlación na comunidade de fala francesa

A análise de correlación utilizouse para explorar a validez concorrente entre o GAS e outros constructos similares. Como se mostra na táboa 5, a asociación de GAS coa puntuación total de MDI e coa subescala de ansiedade ZKPQ-50-cc era pequena (ρ = 0.27 e ρ = 0.24, respectivamente) e a asociación de GAS coa subescala de ZKPQ-50-cc era pequena e negativo (ρ = −0.20). As correlacións coas demais medidas de avaliación consideráronse triviais.

Táboa 5 

Correlación entre GAS e outras construcións na comunidade de fala francesa (entre Fra)

Análise de correlación na comunidade de lingua alemá

Como se mostra na táboa 6, a asociación de GAS con MDI e coa subescala de ansiedade ZKPQ-50-cc era pequena (ρ = 0.24 e ρ = 0.23). Esta asociación foi menor coa subescala de agresividade ZKPQ-50-cc (ρ = 0.15) e coa subescala de Sociabilidade (ρ = - 0.10).

Táboa 6 

Correlación entre GAS e outras construcións na comunidade de lingua alemá

Conversa

O presente estudo é o primeiro en avaliar, segundo sabemos, as características psicométricas do elemento 7 GAS entre mostras representativas de homes adultos de lingua francesa e alemá.

O principal descubrimento é que o modelo dun factor do elemento 7 GAS ten boas propiedades psicométricas e encaixa ben os datos en ambas mostras. Os resultados están de acordo cun número de resultados anteriores, ] e permiten a súa extensión aos adultos. [, ].

Ademais, atopouse que todas as medidas observadas, excepto a retirada, funcionan de xeito equivalente para ambas rexións lingüísticas. Isto aumenta a validez inter-lingüística da escala. A debilidade relacionada co artigo relacionado coa retirada pode deberse á falta de precisión deste concepto cando se aplica ao uso do xogo []. Tamén pode indicar diferenzas entre grupos na construción subxacente. Esta hipótese non se mantén, porén, porque estas diferenzas non se reflicten na magnitude das cargas de factores, cuxos valores son semellantes (0.65 vs. 0.71). As diferenzas entre a tradución francesa e alemá deste artigo relacionado poden explicar esta diferenza. Non obstante, despois de discutir isto de novo con individuos bilingües, non podemos atopar grandes discrepancias no significado das palabras utilizadas. Aínda que esta é a maior diferenza nos cargamentos de factores, segue sendo marginal en comparación cos outros (0.06 en valor absoluto). Polo tanto, a única explicación plausible é que a importancia estatística do χ2 Probablemente as estatísticas observadas sexan inducidas polo gran tamaño da mostra de case 6,000.

En concordancia con numerosos estudos de uso de xogos e de Internet [, , ], atopouse unha asociación entre os síntomas depresivos e as puntuacións de GAS. Ademais, atopouse unha pequena asociación entre as puntuacións de GAS e tanto a dimensión de neuroticismo-ansiedade como a subescala de agresión-hostilidade do ZKPQ-50-cc. Estas asociacións están en liña cos resultados relacionados cos vicios relacionados co uso de substancias, ] e están en concordancia con outros estudos relacionados con internet ou dependencia de xogos [, ]. Ademais, como noutros estudos], atopouse unha asociación negativa coa subescala de Sociabilidade. Isto parece ser consistente cos resultados doutros estudos que mostraban unha asociación entre a soidade ea baixa competencia social coa adicción aos xogos., ].

O presente estudo non mostrou unha asociación entre as puntuacións de GAS e a procura de sensacións. Este descubrimento contradí o doutros estudos []. Algúns investigadores demostraron que a procura de sensacións está relacionada coa extraversión []. Non obstante, os vicios de xogo e de Internet parecen estar máis ligados á introversión que á extraversión [], e por iso é plausible que a procura de sensacións non estivese asociada aquí coas puntuacións GAS. Do mesmo xeito, en contradición coas conclusións de varios estudos anteriores [, , , ], o presente estudo non puido mostrar unha asociación co consumo de alcohol ou cannabis. Estas asociacións foron posiblemente mediadas pola actividade en liña preferida e poden diferir dunha actividade a outra.].

Cun total do 2.3% dos participantes clasificados como usuarios monotéticos e un 9.5% adicional clasificados como usuarios polietéticos (usuarios excesivos), as taxas de prevalencia neste estudo son comparables ás atopadas no estudo inicial de GAS [] e noutros estudos suízos e europeos-]. Lixeiramente inferior, ] ou cifras de prevalencia superiores, ], con todo, foron reportados noutros estudos. As diferenzas son probablemente unha consecuencia das diferenzas nas ferramentas de avaliación, a poboación estudada, o uso da clasificación polietética e os límites propostos].

O estudo ten unha serie de puntos fortes, como o recrutamento dunha mostra representativa de homes novos e unha alta taxa de resposta. Esta é unha posible vantaxe en consideración ao sesgo de auto-selección descrito nos estudos baseados en contratación en liña []. Outra forza importante é a inclusión de dúas mostras lingüísticas diferentes e grandes. Entre os puntos débiles do estudo están a falta de mulleres nas mostras actuais e a falta de avaliación concomitante das actividades específicas de xogos dos participantes. Pódense necesitar máis estudos sobre o GAS para avaliar diferentes xogos e outros comportamentos relacionados coa Internet.

Conclusión

O elemento 7 GAS parece ser unha ferramenta de avaliación interesante. Esta escala, anteriormente usada para mostras adolescentes, parece ser adecuada para as mostras adultas e ten boas propiedades psicométricas nas súas versións francesa e alemá.

Aprobación ética e consentimento para participar

O estudo en cuestión, emitido a partir do protocolo de investigación C-SURF número 15/07, foi aprobado polo Comité de Ética para a Investigación Clínica da Facultade de Medicina da Universidade de Lausana. Todos os participantes deron o seu consentimento informado por escrito para participar no estudo.

Consentimento para a publicación

Non aplicable.

Dispoñibilidade de datos e materiais

Dispoñible a petición ao último autor Gerhard Gmel: [protexido por correo electrónico].

Grazas

Á fonte de financiamento.

Financiamento

O financiamento deste estudo foi proporcionado pola Swiss National Science Foundation (FN 33CSC0-122679 e FN 33CS30-139467).

Abreviaturas

BSSSBreve sensación en busca de escala
CFAanálise de factores confirmatorios
CFIíndice de axuste comparativo
C-SURFestudo de cohorte sobre factores de risco para o uso de substancias
DSM-IVmanual estatístico diagnóstico de trastornos mentais, cuarta edición
EFAsAnálise de factores exploratorios
GASescala de adicción a xogos
ICD-10Clasificación internacional de trastornos mentais e de comportamento
MAPproba media parcial mínima do velicador
MDIinventario de depresión maior
RMSEAerro cadrado medio aproximado
SENmodelaxe de ecuacións estruturais
ZKPQ-50-ccCuestionario de personalidade de Zuckerman-Kuhlman
 

Ficheiro adicional

Ficheiro adicional 1:(73K, docx)

Tradución da escala de adicción ao xogo (DOCX 72 kb)

 

Notas ao pé

 

Conflito de intereses

Os autores declaran que non teñen intereses en competencia.

 

 

Contribucións dos autores

GG organizou a investigación orixinal e fixo importantes contribucións á concepción e deseño e adquisición de datos. YK, GG e DZ participaron no deseño do presente traballo e fixeron contribucións importantes á concepción do estudo en cuestión. YK redactou o manuscrito. AC realizou a análise estatística e redactou o manuscrito. GG, SR, DZ, SA e GT contribuíron a redactar o manuscrito. GG, SR, DZ, SA e GT estiveron involucrados na revisión crítica do manuscrito para unha importante satisfacción intelectual. Todos os autores participaron na interpretación de datos, redactando e revisando o artigo. Todos os autores len e aprobaron o manuscrito final.

 

References

1. Rodda S, Lubman DI, Dowling NA, Bough A, Jackson AC. Asesoramento baseado na web para o xogo problemático: explorar motivacións e recomendacións. J Med Internet Res. 2013; 15 (5): e99. doi: 10.2196 / jmir.2474. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed] [Cruz Ref]
2. Powell J, Hamborg T, Stallard N, Burls A, McSorley J, Bennett K, Griffiths KM, Christensen H. Eficacia dunha ferramenta cognitivo-comportamental baseada na web para mellorar o benestar mental na poboación xeral: ensaio controlado aleatorio. J Med Internet Res. 2013; 15 (1): e2. doi: 10.2196 / jmir.2240. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed] [Cruz Ref]
3. Bolier L, Haverman M, J Kramer, Westerhof GJ, Riper H, JA Walburg, Boon B, Bohlmeijer E. Unha intervención baseada en Internet para promover a aptitude mental para adultos lixeiramente deprimidos: ensaio controlado aleatorio. J Med Internet Res. 2013; 15 (9): e200. doi: 10.2196 / jmir.2603. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed] [Cruz Ref]
4. Harris IM, Roberts LM. Explorando o uso e os efectos de sitios web deliberados de autolesión: un estudo baseado en internet. J Med Internet Res. 2013; 15 (12): e285. doi: 10.2196 / jmir.2802. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed] [Cruz Ref]
5. van Gaalen JL, Beerthuizen T, van der Meer V, van Reisen P, Redelijkheid GW, Snoeck-Stroband JB, Sont JK, Grupo SS. Resultados a longo prazo do apoio de autoxestión baseado en internet en adultos con asma: ensaio controlado aleatorio. J Med Internet Res. 2013; 15 (9): e188. doi: 10.2196 / jmir.2640. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed] [Cruz Ref]
6. Ramo DE, Prochaska JJ. Reclutamento amplo e dirixido a través de Facebook para realizar unha enquisa en liña sobre o uso de substancias para adultos novos J Med Internet Res. 2012; 14 (1): e28. doi: 10.2196 / jmir.1878. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed] [Cruz Ref]
7. Morel V, Chatton A, Cochand S, Zullino D, Khazaal Y. Calidade da información baseada na web sobre o trastorno bipolar. J Afecta a Disord. 2008; 110 (3): 265 – 269. doi: 10.1016 / j.jad.2008.01.007. [PubMed] [Cruz Ref]
8. Khazaal Y, Chatton A, Cochand S, Coquard O, Fernández S, Khan R, Billieux J, Zullino D. Breve DISCERN, seis preguntas para a avaliación do contido baseado en evidencias de sitios web relacionados coa saúde. Educación para pacientes. 2009. [PubMed]
9. Monney G, Penzenstadler L, Dupraz O, Etter JF, Khazaal Y. mHealth App para usuarios de cannabis: satisfacción e utilidade percibida. Psiquiatría de fronteiras. 2015; 6: 120. doi: 10.3389 / fpsyt.2015.00120. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed] [Cruz Ref]
10. Spada MM. Unha visión xeral do uso problemático de Internet. Addict Behav. 2014; 39 (1): 3 – 6. doi: 10.1016 / j.addbeh.2013.09.007. [PubMed] [Cruz Ref]
11. Koo C, Wati Y, Lee CC, Oh HY. Nenos adictos á Internet e esforzos do goberno surcoreano: o caso do campo de inicio. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2011; 14 (6): 391 – 394. doi: 10.1089 / cyber.2009.0331. [PubMed] [Cruz Ref]
12. Kuss DJ, MD Griffiths, Karila L, Billieux J. Adicción a Internet: unha revisión sistemática da investigación epidemiolóxica da última década. Curr Pharm Des. 2014; 20 (25): 4026 – 4052. doi: 10.2174 / 13816128113199990617. [PubMed] [Cruz Ref]
13. Aboujaoude E. Uso problemático de Internet: unha visión xeral. Psiquiatría mundial. 2010; 9 (2): 85 – 90. doi: 10.1002 / j.2051-5545.2010.tb00278.x. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed] [Cruz Ref]
14. Geisel O, Panneck P, Stickel A, Schneider M, CA Muller. Características dos xogadores da rede social: resultados dunha investigación en liña. Psiquiatría de fronteiras. 2015; 6: 69. doi: 10.3389 / fpsyt.2015.00069. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed] [Cruz Ref]
15. Wei HT, Chen MH, PC Huang, Bai YM. A asociación entre xogos online, fobia social e depresión: unha enquisa en internet. BMC Psiquiatría. 2012; 12: 92. doi: 10.1186 / 1471-244X-12-92. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed] [Cruz Ref]
16. Zanetta Dauriat F, Zermatten A, Billieux J, Thorens G, Bondolfi G, Zullino D, Khazaal Y. As motivacións para xogar predízanse especialmente a participación excesiva en xogos de rol en liña multijugador masivos: evidencias dunha enquisa en liña. Eur Addict Res. 2011; 17 (4): 185 – 189. doi: 10.1159 / 000326070. [PubMed] [Cruz Ref]
17. Billieux J, Chanal J, Khazaal Y, Rochat L, P Gay, Zullino D, Van der Linden M. predictores psicolóxicos da implicación problemática en xogos de rol en liña multijugador masivos: ilustración nunha mostra de xogadores cibercafé. Psicopatoloxía. 2011; 44 (3): 165 – 171. doi: 10.1159 / 000322525. [PubMed] [Cruz Ref]
18. Billieux J, Thorens G, Khazaal Y, Zullino D, Achab S, Van der Linden M. Implicación problemática nos xogos en liña: un enfoque analítico de cluster. Comportamento humano dos ordenadores. 2015; 43: 242-250. doi: 10.1016 / j.chb.2014.10.055. [Cruz Ref]
19. Ho RC, Zhang MW, Tsang TY, Toh AH, Pan F, Lu Y, Cheng C, Yip PS, Lam LT, Lai CM, et al. A asociación entre a adicción á internet e a comorbidez psiquiátrica: unha metanálise. BMC Psiquiatría. 2014; 14: 183. doi: 10.1186 / 1471-244X-14-183. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed] [Cruz Ref]
20. te Wildt BT, Putzig I, Zedler M, MD Ohlmeier. [Dependencia da Internet como síntoma de trastornos de humor depresivos] Psychiatr Prax. 2007; 34 (Suppl 3): S318 – 322. doi: 10.1055 / s-2007-970973. [PubMed] [Cruz Ref]
21. Carli V, Durkee T, Wasserman D, Hadlaczky G, Despalins R, Kramarz E, Wasserman C, Sarchiapone M, Hoven CW, Brunner R, et al. A asociación entre o uso patolóxico de internet ea psicopatoloxía comórbida: unha revisión sistemática. Psicopatoloxía. 2013; 46 (1): 1 – 13. doi: 10.1159 / 000337971. [PubMed] [Cruz Ref]
22. Marca M, Laier C, Young KS. Adicción a Internet: estilos de afrontamento, expectativas e implicacións no tratamento. Psicoloxía de fronteiras. 2014; 5: 1256. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed]
23. Ahmadi J, Amiri A, Ghanizadeh A, Khademalhosseini M, Khademalhosseini Z, Gholami Z, Sharifian M. Prevalencia de adicción a Internet, xogos de computadora, DVD e vídeo e a súa relación coa ansiedade e a depresión nunha mostra de estudantes do instituto iraniano . Ciencias de Behav Psiquiatría iraní. 2014; 8 (2): 75 – 80. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed]
24. Dalbudak E, Evren C. A relación entre a severidade da adicción á Internet e os síntomas do trastorno por hiperactividade en atención aos estudantes da universidade turca impacto dos trazos de personalidade, depresión e ansiedade. Compr Psiquiatría. 2014; 55 (3): 497 – 503. doi: 10.1016 / j.comppsych.2013.11.018. [PubMed] [Cruz Ref]
25. Lemmens JS, Valkenburg PM, Peter J. Causas psicosociais e consecuencias do xogo patolóxico. Comportamento humano dos ordenadores. 2011; 27 (1).
26. AJ VANR, DJ Kuss, MD Griffiths, Shorter GW, Schoenmakers MT DVDM. O (co) ocorrencia de problemas de videoxogos, uso de substancias e problemas psicosociais en adolescentes. J Adiccións comportamentais. 2014; 3 (3): 157 – 165. doi: 10.1556 / JBA.3.2014.013. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed] [Cruz Ref]
27. van der Aa N, Overbeek G, RC de Engels, Scholte RH, Meerkerk GJ, Van den Eijnden RJ. Uso diario e compulsivo de internet e benestar na adolescencia: un modelo de estrés diateza baseado en cinco grandes trazos de personalidade. J Xuventude. 2009; 38 (6): 765 – 776. doi: 10.1007 / s10964-008-9298-3. [PubMed] [Cruz Ref]
28. Cao F, Su L, Liu T, Gao X. A relación entre impulsividade e adicción a Internet nunha mostra de adolescentes chineses. Psiquiatría europea. 2007; 22 (7): 466 – 471. doi: 10.1016 / j.eurpsy.2007.05.004. [PubMed] [Cruz Ref]
29. Choi JS, Park SM, Roh MS, Lee JY, Park CB, Hwang JY, Gwak AR, Jung HY. Control inhibitorio disfuncional e impulsividade na adicción a Internet. Psiquiatría Res. 2014; 215 (2): 424 – 428. doi: 10.1016 / j.psychres.2013.12.001. [PubMed] [Cruz Ref]
30. Mok JY, Choi SW, Kim DJ, Choi JS, Lee J, Ahn H, Choi EJ, Song WY. Análise de clases latentes en internet e dependencia dos teléfonos intelixentes nos estudantes universitarios. Tratamento de enfermidades neuropsiquiátricas. 2014; 10: 817-828. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed]
31. Muller KW, Beutel ME, Egloff B, Wolfling K. Investigando os factores de risco para o trastorno de xogo en Internet: unha comparación de pacientes con xogos adictivos, xogadores patolóxicos e controis sans respecto aos cinco trazos de personalidade. Eur Addict Res. 2014; 20 (3): 129 – 136. doi: 10.1159 / 000355832. [PubMed] [Cruz Ref]
32. Heo J, Oh J, SV Subramaniano, Kim Y, Kawachi I. Uso adictivo a Internet entre os adolescentes coreanos: unha investigación nacional. PLoS One. 2014; 9 (2): e87819. doi: 10.1371 / journal.pone.0087819. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed] [Cruz Ref]
33. Senormanci O, Senormanci G, Guclu O, Konkan R. Acceso e funcionamento familiar en pacientes con adicción a internet. Psiquiatría Gen Hosp. 2014; 36 (2): 203 – 207. doi: 10.1016 / j.genhosppsych.2013.10.012. [PubMed] [Cruz Ref]
34. Lam LT, Peng ZW, Mai JC, Jing J. Factores asociados á adicción a Internet entre os adolescentes. Cyberpsychology Behav. 2009; 12 (5): 551 – 555. doi: 10.1089 / cpb.2009.0036. [PubMed] [Cruz Ref]
35. Petry NM, Rehbein F, Gentile DA, Lemmens JS, Rumpf HJ, Mossle T, Bischof G, Tao R, Fung DS, Borges G et al. Un consenso internacional para avaliar o trastorno de xogos en internet mediante o novo enfoque DSM-5. Adicción. 2014. [PubMed]
36. Ko CH, Yen JY. Os criterios para diagnosticar o trastorno de xogo en Internet por parte do xogador en liña causal. Adicción. 2014; 109 (9): 1411 – 1412. doi: 10.1111 / add.12565. [PubMed] [Cruz Ref]
37. King DL, MC Haagsma, PH Delfabbro, Gradisar M, MD Griffiths. Cara a unha definición consenso de videoxogos patolóxicos: unha revisión sistemática das ferramentas de avaliación psicométrica. Clin Psychol Rev. 2013; 33 (3): 331 – 342. doi: 10.1016 / j.cpr.2013.01.002. [PubMed] [Cruz Ref]
38. Petry NM, Rehbein F, Ko CH, O'Brien CP. Trastorno de xogo en Internet no DSM-5. Rep. Psiquiatría Curr 2015; 17 (9): 72. doi: 10.1007 / s11920-015-0610-0. [PubMed] [Cruz Ref]
39. KS novo. A investigación e a controversia sobre a adicción á internet. Comportamento da ciberpsicología. 1999; 2 (5): 381 – 383. doi: 10.1089 / cpb.1999.2.381. [PubMed] [Cruz Ref]
40. Demetrovics Z, Urban R, Nagygyorgy K, Farkas J, MD Griffiths, Papay Ou, Kokonyei G, Felvinczi K, Olah A. O desenvolvemento do cuestionario en liña do xogo problemático (POGQ) PLoS One. 2012; 7 (5): e36417. doi: 10.1371 / journal.pone.0036417. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed] [Cruz Ref]
41. Lortie CL, Guitton MJ. Ferramentas de avaliación da adicción a Internet: estrutura dimensional e estado metodolóxico. Adicción. 2013; 108 (7): 1207 – 1216. doi: 10.1111 / add.12202. [PubMed] [Cruz Ref]
42. Khazaal Y, Achab S, Billieux J, Thorens G, Zullino D, Dufour M, Rothen S. Factor de proba da adicción a Internet en xogadores en liña e xogadores de póker. JMIR Saúde mental. 2015; 2 (2): e12. doi: 10.2196 / mental.3805. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed] [Cruz Ref]
43. King DL, Delfabbro PH, MD Griffiths. Traxectorias do videoxogo problemático entre os xogadores regulares de adultos: un estudo longitudinal 18-mes. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2013; 16 (1): 72 – 76. doi: 10.1089 / cyber.2012.0062. [PubMed] [Cruz Ref]
44. Lemmens JS, Valkenburg PM, Peter J. Desenvolvemento e validación dunha escala de adicción a xogos para adolescentes. Psicoloxía dos medios. 2009; 12 (1): 77 – 95. doi: 10.1080 / 15213260802669458. [Cruz Ref]
45. van Holst RJ, Lemmens JS, Valkenburg PM, Peter J, Veltman DJ, Goudriaan AE. O sesgo e desinhibición atencional cara ás pistas de xogo están relacionados co xogo problemático dos adolescentes. J Saúde dos adolescentes. 2012; 50 (6): 541 – 546. doi: 10.1016 / j.jadohealth.2011.07.006. [PubMed] [Cruz Ref]
46. Torres A, Catena A, Megias A, Maldonado A, Candido A, Verdejo-Garcia A, Perales JC. Camiños emocionais e non emocionais cara ao comportamento impulsivo e á adicción. Front Hum Neurosci. 2013; 7: 43. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed]
47. Billieux J, Khazaal Y, Oliveira S, de Timary P, Edel Y, Zebouni F, Zullino D, Van der Linden M. As imaxes de alcohol de xaneiro (GAAP): desenvolvemento e validación preliminar. Eur Addict Res. 2011; 17 (5): 225 – 230. doi: 10.1159 / 000328046. [PubMed] [Cruz Ref]
48. Khazaal Y, Zullino D, Billieux J. As imaxes para fumar de Xenebra: desenvolvemento e validación preliminar. Eur Addict Res. 2012; 18 (3): 103 – 109. doi: 10.1159 / 000335083. [PubMed] [Cruz Ref]
49. Michalczuk R, Bowden-Jones H, Verdejo-Garcia A, Clark L. Impulsividade e distorsións cognitivas en xogadores patolóxicos que asisten á Clínica Nacional do Xogo do Reino Unido: un informe preliminar. Psychol Med. 2011; 41 (12): 2625 – 2635. doi: 10.1017 / S003329171100095X. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed] [Cruz Ref]
50. Gaetan S, Bonnet A, Brejard V, Cury F. Validación francesa da escala 7-Game Addiction Scale para adolescentes. Revisión europea Psicoloxía aplicada. 2014; 64 (4): 161 – 168. doi: 10.1016 / j.erap.2014.04.004. [Cruz Ref]
51. Mohler-Kuo M, Wydler H, Zellweger U, Gutzwiller F. Diferenzas no estado de saúde e comportamento sanitario entre mozos suízos entre 1993 e 2003. Swiss Med Wkly. 2006; 136 (29 – 30): 464 – 472. [PubMed]
52. Studer J, Mohler-Kuo M, Dermota P, Gaume J, Bertholet N, Eidenbenz C, Daeppen JB, Gmel G. ¿Necesidade de consentimento informado nos estudos de uso de substancias: danos de parcialidade? J Stud Drogas Alcohólicas. 2013; 74 (6): 931-940. doi: 10.15288 / jsad.2013.74.931. [PubMed] [Cruz Ref]
53. Bech P, Rasmussen NA, Olsen LR, Noerholm V, Abildgaard W. A sensibilidade e especificidade do inventario de depresión maior, utilizando o exame de estado actual como índice de validez diagnóstica. J Afecta a Disord. 2001; 66 (2 – 3): 159 – 164. doi: 10.1016 / S0165-0327 (00) 00309-8. [PubMed] [Cruz Ref]
54. Olsen LR, Jensen DV, Noerholm V, Martiny K, Bech P. A validez interna e externa do Inventario de Depresión Maior na medición da gravidade dos estados depresivos. Psychol Med. 2003; 33 (2): 351 – 356. doi: 10.1017 / S0033291702006724. [PubMed] [Cruz Ref]
55. Cuijpers P, Dekker J, Noteboom A, Smits N, Peen J. Sensibilidade e especificidade do Inventario de Depresión Maior en pacientes ambulatorios. BMC Psiquiatría. 2007; 7: 39. doi: 10.1186 / 1471-244X-7-39. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed] [Cruz Ref]
56. Bech P, Timmerby N, Martiny K, Lunde M, Soendergaard S. Avaliación psicométrica do Inventario de Depresión Maior (MDI) como escala de gravidade de depresión usando o LEAD (Avaliación de expertos lonxitudinais de todos os datos) como índice de validez. BMC Psiquiatría. 2015; 15: 190. doi: 10.1186 / s12888-015-0529-3. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed] [Cruz Ref]
57. Hoyle RH, Stephenson MT, Palmgreen P, Lorch EP, Donohew RL. Fiabilidade e validez dunha breve medida de busca de sensacións. Diferenzas individuais de personalidade. 2002; 32: 401. doi: 10.1016 / S0191-8869 (01) 00032-0. [Cruz Ref]
58. Aluja A, Rossier J, Garcia LF, Angleitner A, Kuhlman M, Zuckerman M. Unha forma transcultural de ZKPQ (ZKPQ-50-cc) adaptada aos idiomas inglés, francés, alemán e español. Diferenzas individuais de personalidade. 2006; 41: 619-628. doi: 10.1016 / j.paid.2006.03.001. [Cruz Ref]
59. Floros G, Siomos K, Stogiannidou A, Giouzepas I, Garyfallos G. A relación entre personalidade, estilos de defensa, trastorno de adicción a internet e psicopatoloxía nos estudantes universitarios. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2014; 17 (10): 672 – 676. doi: 10.1089 / cyber.2014.0182. [PubMed] [Cruz Ref]
60. Ritson B, el 1999 ESPAD Report. O proxecto de investigación escolar europea sobre alcohol e outros tipos de drogas entre estudantes nos países europeos 30. Por Björn Hibell, Barboro Andersson, Salme Ahlström, Olga Balakireva, Thoroddur Bjarnason, Anna Kokkevi e Mark Morgan. O Consello sueco para información sobre alcohol e outras drogas, Estocolmo. 2000. Alcohol alcohol. 2003; 38 (1): 99 – 9.
61. Streiner DL, Norman GR. Escalas de medición da saúde. Cuarto. Nova York: Oxford Univesity Press; 2008.
62. Velicer WF. Determinar o número de compoñentes da matriz de correlacións parciais. Psychometrika. 1976; 41: 321-327. doi: 10.1007 / BF02293557. [Cruz Ref]
63. O'Connor BP. Programas SPSS e SAS para determinar o número de compoñentes utilizando análises paralelas e a proba MAP de Velicer. Sistemas de instrumentación de métodos de resistencia. 2000; 32: 396-402. doi: 10.3758 / BF03200807. [PubMed] [Cruz Ref]
64. Joreskog KG. Análise de factores simultáneos en varias poboacións. Psychometrika. 1971; 36: 409-426. doi: 10.1007 / BF02291366. [Cruz Ref]
65. Byrne BM. Modelado de ecuacións estruturais con AMOS. 2. Nova York: Routledge; 2009.
66. Hoyle RH. Manual de modelado de ecuacións estruturais. Nova York: The Guilford Press; 2012.
67. Hu LT, Bentler PM. Criterios de corte para os índices encaixados na análise da estrutura de covarianza: criterios convencionais fronte a novas alternativas. Modelaxe de ecuacións estruturais. 1999; 6: 1-55. doi: 10.1080 / 10705519909540118. [Cruz Ref]
68. Cohen J. Análise de potencia estatística para as ciencias do comportamento. 2nd ed. Nova Xersei: 1988
69. Andridge RR, Little RJ. Unha revisión da imputación de Deck quente para a non resposta da enquisa. Int Stat Rev. 2010; 78 (1): 40 – 64. doi: 10.1111 / j.1751-5823.2010.00103.x. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed] [Cruz Ref]
70. Myers TA, Mason G. Adeus, Listwise Deletion: Presentación de Hot Deck Imputation como unha ferramenta fácil e eficaz para manexar datos perdidos. Medidas de métodos de comunicación. 2011; 5 (4): 297 – 310. doi: 10.1080 / 19312458.2011.624490. [Cruz Ref]
71. Bentler PM, Chou CP. Cuestións prácticas na modelaxe estrutural. Métodos sociolóxicos e Res. 1987; 16: 78-117. doi: 10.1177 / 0049124187016001004. [Cruz Ref]
72. Kline R. Principios e práctica do modelado de ecuacións estruturais. 3. Nova York de Londres: The Guilford Press; 2011.
73. Byrne BM. Proba de invariancia de varios grupos usando gráficos AMOS: un camiño menos percorrido. Modelaxe de ecuacións estruturais. 2004; 11 (2): 272 – 300. doi: 10.1207 / s15328007sem1102_8. [Cruz Ref]
74. Montag C, Bey K, Sha P, Li M, Chen YF, Liu WY, Zhu YK, Li CB, Markett S, Keiper J, et al. ¿Ten sentido distinguir entre a adicción a Internet xeneralizada e específica? Evidencias dun estudo intercultural de Alemaña, Suecia, Taiwán e China. Psiquiatría Asia-Pacífico. 2014. [PubMed]
75. Kiraly Ou, MD Griffiths, Urban R, Farkas J, Kokonyei G, Z Elekes, Tamas D, Demetrovics Z. O uso problemático de internet e os xogos en liña problemáticos non son os mesmos: descubrimentos dunha gran mostra adolescente representativa a nivel nacional. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2014; 17 (12): 749 – 754. doi: 10.1089 / cyber.2014.0475. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed] [Cruz Ref]
76. Yang L, Sun L, Zhang Z, Sun Y, Wu H, Ye D. Adicción á internet, depresión adolescente e papel mediador dos acontecementos da vida: atopar a partir dunha mostra de adolescentes chineses. Int J Psicoloxía. 2014; 49 (5): 342 – 347. doi: 10.1002 / ijop.12063. [PubMed] [Cruz Ref]
77. Valero S, Daigre C, Rodríguez-Cintas L, Barral C, Goma IFM, Ferrer M, Casas M, Roncero C. Neuroticismo e impulsividade: a súa organización xerárquica na caracterización da personalidade dos pacientes dependentes da droga desde a perspectiva da aprendizaxe da árbore de decisión. Compr Psiquiatría. 2014; 55 (5): 1227 – 1233. doi: 10.1016 / j.comppsych.2014.03.021. [PubMed] [Cruz Ref]
78. Roncero C, Daigre C, Barral C, Ros-Cucurull E, Grau-Lopez L, Rodríguez-Cintas L, Tarifa N, Casas M, Valero S. Neuroticismo asociado a psicosis inducida pola cocaína en pacientes dependentes de cocaína: transversal estudo observacional. PLoS One. 2014; 9 (9): e106111. doi: 10.1371 / journal.pone.0106111. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed] [Cruz Ref]
79. Kumar P, Singh Dependencia de Internet en relación a factores de personalidade do modelo de cinco factores alternativos de Zuckerman. Benestar da saúde india J. 2014; 5 (4): 500 – 502.
80. Kowert R, Domahidi E, Quandt T. A relación entre a participación de videoxogos en liña e as amizades relacionadas cos xogos de persoas entre individuos sensibles emocionalmente. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2014; 17 (7): 447 – 453. doi: 10.1089 / cyber.2013.0656. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed] [Cruz Ref]
81. Mehroof M, MD Griffiths. Dependencia dos xogos en liña: o papel da procura de sensacións, autocontrol, neurotismo, agresión, ansiedade do estado e ansiedade. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2010; 13 (3): 313 – 316. doi: 10.1089 / cyber.2009.0229. [PubMed] [Cruz Ref]
82. Kuss DJ, Louws J, Wiers RW. O vicio en liña dos xogos? Os motivos predicen o comportamento adictivo no xogo de xogos de rol en liña multijugador. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2012; 15 (9): 480 – 485. doi: 10.1089 / cyber.2012.0034. [PubMed] [Cruz Ref]
83. Yen JY, Ko CH, Yen CF, Chen CS, Chen CC. A asociación entre o uso nocivo de alcohol e a adicción a Internet entre os estudantes universitarios: comparación da personalidade. Psiquiatría Clin Neurosci. 2009; 63 (2): 218 – 224. doi: 10.1111 / j.1440-1819.2009.01943.x. [PubMed] [Cruz Ref]
84. Kuss DJ, Griffiths MD, Binder JF. Adicción a Internet nos estudantes: prevalencia e factores de risco. Comportamento humano dos ordenadores. 2013; 29 (3): 959 – 966. doi: 10.1016 / j.chb.2012.12.024. [Cruz Ref]
85. Khazaal Y, Chatton A, Horn A, Achab S, Thorens G, Zullino D, Billieux J. Validación francesa da escala de uso compulsivo da Internet (CIUS). Psiquiatría Q. 2012. [PubMed]
86. Khazaal Y, Billieux J, Thorens G, Khan R, Louati Y, Scarlatti E, Theintz F, Lederrey J, Van Der Linden M, Zullino D. validación francesa da proba de adicción a internet. Comportamento da ciberpsicoloxía. 2008; 11 (6): 703 – 706. doi: 10.1089 / cpb.2007.0249. [PubMed] [Cruz Ref]
87. Johansson A, Gotestam KG. Adicción a Internet: características dun cuestionario e prevalencia en mozos noruegueses (anos 12 – 18) Scand J Psychol. 2004; 45 (3): 223 – 229. doi: 10.1111 / j.1467-9450.2004.00398.x. [PubMed] [Cruz Ref]
88. Kaltiala-Heino R, Lintonen T, Rimpelä A. A adicción a Internet? Uso potencialmente problemático de Internet nunha poboación de adolescentes 12 – 18. Adiccións ResTheory. 2004; 12 (1): 89 – 96. doi: 10.1080 / 1606635031000098796. [Cruz Ref]
89. Durkee T, Kaess M, Carli V, Parzer P, Wasserman C, Floderus B, Apter A, Balazs J, Barzilay S, Bobes J, et al. Prevalencia do uso patolóxico de internet entre adolescentes en Europa: factores demográficos e sociais. Adicción. 2012; 107 (12): 2210 – 2222. doi: 10.1111 / j.1360-0443.2012.03946.x. [PubMed] [Cruz Ref]
90. Haagsma MC, Pieterse ME, Peters O. A prevalencia de videoxogos problemáticos en Holanda. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2012; 15 (3): 162 – 168. doi: 10.1089 / cyber.2011.0248. [PubMed] [Cruz Ref]
91. Van Rooij AJ, Schoenmakers TM, Vermulst AA, Van den Eijnden RJ, Van de Mheen D. Dependencia de videoxogos en liña: identificación de xogadores adolescentes adictos. Adicción. 2011; 106 (1): 205 – 212. doi: 10.1111 / j.1360-0443.2010.03104.x. [PubMed] [Cruz Ref]
92. Xu J, Shen LX, Yan CH, Wu ZQ, Ma ZZ, Jin XM, Shen XM. [Adicción a Internet entre os adolescentes de Shanghai: prevalencia e características epidemiolóxicas] Zhonghua yu fang yi xue za zhi. 2008; 42 (10): 735 – 738. [PubMed]
93. Khazaal Y, van Singer M, Chatton A, Achab S, Zullino D, Rothen S, Khan R, Billieux J, Thorens G. ¿A auto-selección afecta a representatividade das mostras nas enquisas en liña? Unha investigación en investigación de videoxogos en liña. J Med Internet Res. 2014; 16 (7): e164. doi: 10.2196 / jmir.2759. [Artigo gratuíto de PMC] [PubMed] [Cruz Ref]