(VIGYÁZAT) Kétirányú társítások az önjelentésű játékbetegség és a felnőtt figyelemhiányos hiperaktivitás rendellenességei között: bizonyítékok a fiatal svájci férfiakból (2018)

Elülső. Pszichiátria, 11 december 2018 | https://doi.org/10.3389/fpsyt.2018.00649

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

  • 1Alkoholkezelő Központ, Lausanne Egyetemi Kórház / CHUV, Lausanne, Svájc
  • 2Függőség Svájc, Lausanne, Svájc
  • 3A függőség és a mentális egészség központja, Toronto, ON, Kanada
  • 4Anglia Nyugat-egyetemi Egészségügyi és Társadalomtudományi Tanszék, Frenchay, Bristol, Egyesült Királyság

Háttér: Kimutatták, hogy a szerencsejáték-rendellenesség (GD) együtt jelentkezik a figyelemhiányos hiperaktivitási zavarral (ADHD).

Módszer: A mintában 5,067 fiatal svájci férfiak voltak (az 20 hullámban 1 és 25 év 3 években az 6 évek átlagéletkora). Az intézkedések a Game Addiction Scale és a felnőtt ADHD Self-Report Scale (XNUMX-elem screener) voltak. A hosszanti összefüggéseket autoregresszív kereszt-késleltetett modellek segítségével vizsgáltuk a GD és ADHD bináris mérésére, valamint a GD pontszám és a figyelmetlenség és a hiperaktivitás ADHD alskálájának folyamatos mérésére.

Eredmények: Az ADHD 20 korban megnöveli a GD kockázatát 25 korban (probit = 0.066 [0.023, 0.109]; p = 0.003). A GD az 20 korban szintén növelte az ADHD kockázatát az 3 hullámnál (probit = 0.058 [0.013, 0.102]; p = 0.011). Csak az ADHD figyelmetlenségi skálája mutatott kétirányú longitudinális kapcsolatot a GD ponttal (standardizált Béta az 20 korban történő figyelmetlenségtől a GD pontszámig 25 korban: 0.090 [0.056, 0.124]); p <0.001; a GD pontszámtól 20 éves korban a figyelmetlenségig 25 éves korban: 0.044 [0.016, 0.071]; p = 0.002), míg a hiperaktivitás alskála és a GD közötti asszociációk nem voltak szignifikánsak.

Megbeszélés: A GD-nek kétirányú, hosszanti összefüggése volt az ADHD-val, mivel az ADHD megnövelte a GD és GD kockázatát, és fokozta az ADHD kockázatát, és erősíthetik egymást. Ezek a társulások jobban kapcsolódhatnak a figyeletlen ADHD komponenshez, mint az ADHD hiperaktivitási komponenséhez. Az ADHD-val vagy GD-vel rendelkező egyéneket át kell vizsgálni a másik rendellenességre vonatkozóan, és a GD-re vonatkozó megelőző intézkedéseket ADHD-val rendelkező egyénekben kell értékelni.

Bevezetés

Játék zavar

A videojátékok széles körben elterjedt tevékenység a fiatal férfiak körében. Bár a játék a legtöbb ember számára nem problémamentes szabadidős tevékenység, mint sokan mások (1), némelyek számára problémákat okoz, végül játékszervi rendellenességeket (GD) eredményezve, amelyek prevalenciájának becslései az európai serdülőkori nemzeti reprezentatív általános népesség-felmérésekben körülbelül 1-tól 5% -ig terjednek (2-4). Az előfordulási arány magasabb lehet az ázsiai országokban (4, 5). A GD gyakoribb a fiatalabb korcsoportokban és a férfiakban (3, 4, 6). A GD meghatározása szerint a videojátékok túlzott és kényszeres használata társadalmi és / vagy érzelmi problémákat okoz (7). Számos mentális egészségügyi problémával is összefüggésben álltak, mint például a súlyos depresszió, a figyelemhiányos hiperaktivitási rendellenesség (ADHD), a szorongás és a társadalmi fóbia / szorongás (8, 9). Van némi vita arról, hogy a GD-t viselkedésbeli (azaz nem anyag) függőségnek / rendellenességnek kell-e jelölni (10-12). Mint ilyen, nem szerepel a mentális rendellenességek diagnosztikai és statisztikai kézikönyvének (DSM-5) jelenlegi ötödik kiadásában (13). Ugyanakkor egy GD altípust, nevezetesen az internetes játékszervi rendellenességet fontolóra veszik annak pszichiátriai rendellenességként való felvétele céljából a DSM-5-ben. A GD nem szerepel a jelenlegi nemzetközi betegség-osztályozásban (ICD-10), de a játékkori zavarként fogja szerepeltetni a közelgő ICD-11-ben (14), az „internet” előtag nélkül, ellentétben a DSM-5-rel. Különböző kifejezéseket használnak a „játékzavar”, nevezetesen a „játékfüggőség” vagy a „problémás szerencsejáték” kifejezésre. Itt a „játékzavar” kifejezést használják, mert a DSM-5 és az ICD-11 használatával valószínűleg a legjobban elérhető. a jövőben népszerű kifejezés. Ez a tanulmány kiterjedten vizsgálja, hogy a GD hogyan kapcsolódik egy másik gyakori rendellenességhez a fiatal férfiakban, nevezetesen az ADHD-hoz.

Attention Deficit Hyperactivity Disorder (ADHD)

Az ADHD idegrendszeri rendellenességként van besorolva. Két alkotóeleme jellemzi: figyelmetlenség (pl. Gyakran elvonja a figyelmet) és hiperaktivitás (pl. Mozgásképesség) (13). Az ADHD gyakorisága az iskolás korú gyermekekben körülbelül 5 és 7% (15). A tanulmányok azonban kimutatták, hogy az ADHD tünetei az esetek kb. Egy-kétharmadában fennmaradhatnak felnőttkorban, és hogy az ADHD az egész népesség 2.5 – 5% -át érinti (15). Kezeletlen ADHD viselkedési, érzelmi, társadalmi, tudományos és szakmai problémákkal (15). Ezenkívül azt találták, hogy az ADHD összefügg mentális egészségügyi problémákkal és addiktív rendellenességekkel is (16-20), valamint alacsonyabb az élettel való elégedettség (21).

ADHD és játék

Viszonylag kevés kutatást végeztek a GD és az ADHD közötti kapcsolatról. Ennek részben az az oka, hogy mielőtt a DSM-5 az Internet GD-t felvette a további tanulmány feltételeként, az 2013-ben az Internet GD-t gyakran tanulmányozták az internetes függőséggel együtt, és csak utána, mint független feltétel (22). Egy nemrégiben írt véleményben González-Bueso és Santamaría (8) nyolc olyan tanulmányt azonosított, amelyek konkrétan vizsgálták az internetjáték-rendellenességek és az ADHD közötti kapcsolatot, ebből hét (85%) szignifikáns összefüggést jelentett, ebből négy jelentése nagy hatásméret (VAGY ≥ 4.25). Az egyetlen longitudinális vizsgálat (23) beszámoltak arról, hogy nincs összefüggés a GD és az ADHD között. Egy korábbi áttekintés is ezeket a társulásokat találta (22). A serdülők egy mintájának (a GD túlzott mintavételi kockázatának kitett serdülőkkel) egy újabb, longitudinális tanulmánya, amely nem szerepel a fenti áttekintésekben, azt találta, hogy a szülők által jelentett hiperaktivitás / figyelmetlenség egy évvel később előre jelezte a GD 1 internetes jelentését, de -bejelentett internetes GD nem szignifikánsan megjósolta a szülők által jelentett hiperaktivitást / figyelmetlenséget 1 évvel később24).

Az ADHD figyelmetlenségével és hiperaktivitásával kapcsolatos alskálákkal való összefüggésekkel kapcsolatban egy másik, nemrégiben készült tanulmány arról számolt be, hogy a serdülőknél a figyelemproblémák (csak a figyelmetlenségi alskálát mérték) egy évvel később jósolták az internet GD-jét (25). 205 felnőtt keresztmetszeti vizsgálata azt is megállapította, hogy a GD csak az ADHD figyelmetlenségi alskálájához kapcsolódik, és nem a hiperaktivitás alskálához (26). Ezzel szemben egy kisgyermekekkel végzett tanulmány (27) megállapította, hogy a figyelmetlenség alskálája erősebben kapcsolódik a GD-hez a lányoknál, míg a hiperaktivitás alskála erősebben társult a GD-hez fiúk esetében.

Számos elméletet javasoltak az ADHD és a GD közötti kapcsolatról. Például az „optimális stimulációs modell” azt javasolja, hogy az ADHD-k esetén az egyének magasabb küszöböt érjenek el az elfogadható ébredési szint elérésére, és a gyors motoros reakciót igénylő számítógépes játékok gyors vizuális és akusztikus stimulálása lehet az egyik módja ennek a szintnek a elérésére (27). Egy másik elmélet, a „késleltetés-elkerülési elmélet” azt sugallja, hogy az ADHD-k egyének inkább a kisebb azonnali jutalmakat részesítik előnyben, mint a nagyobb késleltetett jutalmakat, és a számítógépes játékok nyújthatnak ilyen azonnali és folyamatos jutalmakat (27). Ezenkívül az ADHD-ban szenvedő betegek jutalomhiányos szindrómától is szenvedhetnek, és hiányosságokat mutatnak a dopamin neurotranszmissziójában: a dopamin jelentős felszabadulását eredményező videojátékok ennélfogva lehetnek módjai ennek a jutalomhiánynak a kezelésére (28). Ugyanez a mechanizmus magyarázhatja az ADHD és az anyaghasználati rendellenességek (SUD) közötti magas komorbiditást. Panagiotidi (26) azt is javasolta, hogy a szerencsejáték javíthassa a vizuális figyelmet, amely általában csökkent az ADHD-kben szenvedő egyéneknél, akik ezért szerencsejátékként szolgálhatnak e hiány ellensúlyozására. Valójában egy közelmúltbeli áttekintés (3) kapcsolatot talált a videojátékok és a vizuális figyelem között, azonban ez az összefüggés meglehetősen kicsi volt, és az okozati összefüggést még nem sikerült megállapítani. Noha a GD és az ADHD közötti kapcsolatot magyarázó néhány elmélet létezik, jelenleg hiányzik az ezen elméleteket alátámasztó empirikus bizonyíték, és továbbra is lehetséges, hogy nincs ok-okozati kapcsolat az ADHD és a GD között.

A legtöbb magyarázat és kutatás arra összpontosított, hogy az ADHD miként vezet a GD-hez, bár néhány magyarázatot javasoltak a másik irányú kapcsolatokra is. Nevezetesen, az ADHD tünetei vonzóbbá tehetik a játékot, míg a megnövekedett játék viszont súlyosbíthatja az ADHD tüneteit „olyan tevékenység biztosításával, amely folyamatosan erősíti a pontos dezinhibitációt, a gyors reagálást, az azonnali jutalom szükségességét és a figyelmetlenséget, amelyek aggodalomra adnak okot” (29). Gyermekek és serdülők körében végzett tanulmány (30) megmutatta, hogy a nagyobb televíziós és videojáték-expozíció (televízión való lejátszás vagy nézés órája) 13 hónapokkal később jelentkezik a nagyobb figyelemproblémákkal, még akkor is, ha korábbi figyelmeztetési problémákra irányítják őket. Egy másik tanulmány (31) még kétirányú összefüggéseket is talált a videojátékok expozíciója és a figyelemproblémák között, ami arra utal, hogy a figyelmi problémákkal küzdő gyermekek több időt tölthetnek el játékkal, ami növelheti a későbbi figyelemproblémáikat. A szerzők azt is felvetették, hogy az elektronikus képernyős média, pl. A videojátékok, különösen azok, amelyek erőszakkal járnak, nagyon izgalmasak lehetnek, és idővel növelhetik az egyén küszöbét a kívánt stimuláció szintjére, ami ezután problémákat okozhat a kevésbé izgalmas tevékenységekre összpontosítva mint a munka vagy a tanulmány (az „izgalmi hipotézis”) (31). Egy alternatív hipotézis, az „elmozdulási hipotézis” azt feltételezi, hogy az egyének, akik sok időt játszanak a játékkal, kevesebb időt töltenek kognitív és fizikailag megfelelőbb tevékenységekkel, amelyek javíthatják a fókuszáló képességüket (27, 31).

célok

Ennek a tanulmánynak a célja a GD és az ADHD összefüggésének újbóli vizsgálata volt egy svájci fiatal férfiak longitudinális mintájában. Először azt vizsgáltuk, hogy megerősítették-e adataink a GD és az ADHD keresztmetszeti összefüggéseit, valamint az ADHD figyelmetlenségi és hiperaktivitási alskáláit. Második lépésben teszteltük a GD és az ADHD közötti hosszanti összefüggéseket egy autoregresszív kereszt-késleltetett (ARCL) modell alkalmazásával. A modell azt vizsgálta, hogy a 20 éves ADHD társult-e a 25 éves GD-vel, a 20 éves GD 25 évesen kapcsolódott-e ADHD-hez, vagy kétirányú összefüggések voltak-e a GD és az ADHD között. Kipróbáltuk a GD-t az ADHD figyelmetlenségi és hiperaktivitási alskáláival kapcsolatos hosszanti összefüggésekre is. Harmadik lépésben azt teszteltük, hogy az 1. hullámban (kb. 20 éves korban) szenvedő ADHD-s és GD-s résztvevők rosszabb eredménnyel jártak-e mindkét rendellenességgel a 3. hullámban (kb. 25 évesek), mint a csak GD-vel vagy csak ADHD-vel rendelkező résztvevők, valamint számos egyéb, az ADHD-hoz vagy a GD-hez kapcsolódó eredmény, nevezetesen súlyos depresszió, mentális egészség, elégedettség az élettel és a munkahelyi vagy iskolai gyenge teljesítmény.

Mód

Minta

A minta az anyaghasználat kockázati tényezőiről (C-SURF; www.c-surf.ch). Ez a tanulmány a késő serdülőkorukban felnőttkorukba toborzott fiatal svájci férfiak nagy mintáját követi, a mérési pontok körülbelül 20, 21 és 25 éves korukban vannak, és a mérési hullámok száma még nagyobb a tervezésnél. A tanulmány fő célja ezeknek a fiatal férfiaknak az anyaghasználat mintáinak, pályáinak és kapcsolódó kockázati vagy védő tényezőinek és az anyaggal nem kapcsolatos viselkedésnek a felmérése (32, 33).

A kiindulási értékelésre való felvételre 2010 augusztus és 2011. November között került sor a hat nemzeti svájci hadsereg toborzó központjában, amelyek Lausanne-ban, Windisch-ben és Mels-ben találhatók (a 21 az 26 svájci kantonokból kiindulva), a katonai szolgálat felvételi eljárása során. Ezek az eljárások kötelezőek minden fiatal svájci férfinak, körülbelül 20 életkorukban, ezért a mintavételnek ez az alkalom az az előnye, hogy a kohort fiatal férfiainak nagy részét lefedi. A kérdőívekre adott válaszok függetlenek voltak a hadsereg eljárásaitól, mivel az egyének otthon magánkézben válaszoltak, és biztosítva volt a titoktartás titkától. A résztvevők választhattak papíron küldött kérdőíveket e-mailben vagy online kérdőívek között, amelyekhez e-mailben küldött link segítségével lehet hozzáférni. Összesen 13,237 fiatal férfit kértek fel a vizsgálatban való részvételre, és az 7,556 végül írásbeli hozzájárulását adta a részvételhez, amelyből az 5,987 visszaküldte a kiindulási kérdőívet (1 hullám), az 5,516 pedig a második nyomon követési kérdőívet ( 3 hullám) április 2016 és március 2018 között. A válaszadási arány növelése érdekében azokat a résztvevőket, akik nem válaszoltak a kérdőívre a szokásos emlékeztetők után, képzett interjúkészítők telefonos hívások útján ösztönözték a részvételre (33).

Ez a tanulmány tartalmazza az összes olyan 5,125 (85.6% retenciós arány) résztvevőt, aki válaszolt az alap- és a második követő kérdőívre. Azok közül az 58 (1.1%) résztvevőket, akiknél hiányzik a GD vagy ADHD értéke az 1 vagy 3 hullámokban, kizártuk, így az 5,067 résztvevőket bevontuk jelen elemzésünkbe. A résztvevők utalványokat kaptak (kérdőívenként 50 CHF) ellentételezésként erőfeszítéseikért. Az 2 hullám adatait nem használták (kivéve a hiányzó értékek beszámítását, lásd a statisztikai elemzés részt), mivel az ADHD mérését csak az 1 és az 3 hullámok tartalmazták. A kutatási protokollt a Vaud kanton Humánkutatási Etikai Bizottsága hagyta jóvá (15 / 07 jegyzőkönyv).

intézkedések

Gaming Disorder and ADHD

Gaming zavar

A játék zavarát (GD, az utolsó 6 hónapban) a Game Addiction Scale (GAS) segítségével mértük (7), amelyet német és francia nyelvre fordítottak erre a tanulmányra. A skála hét Likert típusú elemből áll, öt választási lehetőséggel, az 0-től kezdve (soha) 4-ba (Nagyon gyakran) és a résztvevők, akik legalább három elemre válaszoltak legalább 2 pontszámmal (néha) úgy definiálták, hogy bemutatják a GD-t, amint azt Lemmens és Valkenburg javasolta (7). Ezenkívül folyamatos pontszámot használtunk a hét tétel összegének összegeként (az 0-től az 28-ig terjedve). A GAS szövege kissé megváltozott az 1 hullám és az 3 hullám között. Az 1 hullámban a megfogalmazás a játék mellett az interneten eltöltött időt is magában foglalta (pl .: „Fájdalmas voltál, amikor nem tudott játszani vagy időt tölteni az interneten?„ dőlt betűvel egészítették ki, és különbözött a GAS eredeti szövegétől). Ezt megtették, mert abban az időben, amikor a 1 hullám kérdőívét kidolgozták, azt gondoltak, hogy sok játék internettevékenységeket foglal magában, és hogy a GD lehetetlen lehet az interneten való időtöltés nélkül (online játékok). A DSM-5 (13), amely 2013-ban jelent meg, az internetes GD-t a további tanulmányok feltételévé tette, nyilvánvalóvá vált, hogy a játékokat ezt követően egyértelműen mérni kell, és nem szabad összekeverni az interneten töltött idővel, valamint az eredeti játékfüggőségi skálával (az internetre való hivatkozás hozzáadása nélkül). a kérdések megfogalmazásában) ezért a 3. hullámban használták. Az 1. és 3. hullámban a GAS megfogalmazásának különbségeinek figyelembe vétele, a hullámok közötti összehasonlíthatóság javítása és a hamis pozitív eredmények csökkentése érdekében a résztvevők GD-pontszámai legalább hetente nem játszani (és ezért a nem játékkal kapcsolatos internethasználat miatt GAS-pontszáma lehet) mindkét hullámban 0-ra állították. Cronbach-féle alfa a GAS skálán 0.895 volt az 1. hullámban és 0.868 a 3. hullámban.

Felnőttkori figyelemhiányos hiperaktivitás zavar

A felnőttkori figyelemhiányos hiperaktivitási rendellenességet (ADHD, az utolsó 12 hónapban) a Felnőttkori ADHD önjelentési skála (ASRS-v1.1) hat tételből álló szűrőverziójával mértük (34), amelyet az Egészségügyi Világszervezet (WHO) fejlesztett ki és a DSM-IV diagnosztikai kritériumokon alapul (35). Négy elem értékelte az ADHD figyelmetlenségi skáláját, két elem pedig a hiperaktivitás alskáláját (lásd a 2. táblázatot) 2). A választási lehetőségek ötpontos Likert típusú skálán voltak, az 0-től kezdve (soha) 4-ba (Nagyon gyakran). Az ADHD bináris mérésének felépítéséhez az elemeket kettéválasztották - legalább 2 (néha) az első három elemre és legalább az 3 (gyakran) az elmúlt három elemnél - és az ADHD-t legalább a 4 tünetek jelenléteként határozták meg, a skála szerzői szerint (34). Az ADHD folyamatos figyelmetlenségi és hiperaktivitási alskáláit tartalmazó elemzéshez kiszámolták a Likert-skála tételek átlagát (0 és 4 közötti értékekkel). Az ADHD-skála Cronbach-féle Alpha-értéke 0.798 volt az 1. hullámban és 0.778 a 3. hullámban.

Anyaghasználati rendellenességi mérlegek

Alkoholfogyasztási rendellenesség

Az alkoholfogyasztási rendellenességet (AUD, az utolsó 12 hónapban) 12 tételek alapján mértük az 11 DSM-5 kritériumokhoz (13, 36, 37) az AUD esetében igen / nem formátumban. Az AUD meghatározásához a DSM-5 mérsékelt (4+) határértéket használtuk. Az AUD skála szerinti Cronbach-féle Alpha az 0.729. hullámban 1 volt, a 0.696. hullámban 3.

A kannabisz-használat rendellenessége

A kannabisz-fogyasztási rendellenességet (az elmúlt 12 hónapokban) a kannabisz-fogyasztási rendellenesség-azonosító teszt [CUDIT-R; (38), alapján (39)]. A teszt 8 ötpontos Likert-típusú elemeiből áll, az 0-től kezdve (soha) 4-ba (naponta vagy szinte naponta), a kannabiszhasználat gyakoriságának mérése 1-től (havonta vagy ritkábban) és 4-ig (hetente négy vagy többször), és egy elem két válaszlehetőséggel, 0 (kannabisz dohányzás szórakozásból) vagy 4 (kannabisz dohányzás) megszokásból). A kannabiszhasználati rendellenesség meghatározásához 8 lehetséges pontból 40-at választottak le. A kannabiszhasználati rendellenesség skálájának Cronbach-féle alfa értéke 0.894 volt az 1. hullámban és 0.906 a 3. hullámban.

Dohányzási zavar

A dohányzási rendellenességet (az elmúlt 12 hónapokban) a Fagerström nikotinfüggőség-tesztje (FTND) hat elemének felhasználásával értékelték.40). A dohányzás rendellenességének meghatározásához 3 lehetséges pontból 10-at választunk le. A dohányzási rendellenesség skálájának Cronbach-féle Alpha-értéke 0.719 volt az 1. hullámban és 0.702 a 3. hullámban.

Súlyos depresszió és mentális egészség

A súlyos depresszió tünetei

Az elmúlt 2 hét súlyos depressziójának tüneteit a WHO fő depressziós jegyzékével (41), amely 12 hatpontos Likert-típusú állításokból áll, amelyek mérik az 10 kritériumokat és az 0 tartománytól (soha) 5-ba (mindig); két kritériumot két-két állítás felhasználásával értékeltek, és csak a két állítás közül a legmagasabb értéket használták az összesített pontszámhoz. Az elemzés során a kritériumértékek 0 és 50 közötti összegét használták. A fő depressziós skála Cronbach-féle alfa értéke az 0.889. hullámban 1, a 0.888. hullámban pedig 3 volt.

Mentális egészség

A mentális egészséget a v12 (SF-2) (12-tétel rövid formájú felmérési eszköz, Orvosi Kimenetelek Tanulmány) segítségével értékelték (42). A mentális komponensek összefoglalóit lineárisan normál pontszámokká alakítottuk át (átlag = 50; SD = 10). Az SF-12 mentálhigiénés skálán alkalmazott Cronbach-féle alfa az 0.772. hullámban 1, a 0.790. hullámban pedig 3 volt.

Élettel való elégedettség és rossz teljesítmény a munka / iskola területén

Élettel való elégedettség

Az élettel való elégedettséget az élettel való elégedettség mérésével mértük (43), amely öt elemből áll, hét választási lehetőséggel, az 1-től kezdve (egyáltalán nem értek egyet) 7-ba (nagyon egyetértek). Az elemzéshez kiszámították a tételek összegét (5 és 35 között). Az élet-elégedettségi skála Cronbach-féle Alfa értéke a 0.772. hullámban 3 volt. Az 1. hullámban az élettel való elégedettséget nem mérték.

Gyenge teljesítmény munkahelyen / iskolában

A munka / iskola gyenge teljesítményét az 1 és az 3 hullámban mértük egyetlen kérdés segítségével, felkérve a résztvevőket, hogy az iskola vagy a munka során rosszul teljesítettek-e, vagy elmaradtak-e a munka az elmúlt 12 hónapokban. A válasz lehetőségei soha nem voltak 10 vagy annál több alkalommal. Ezt a kérdést az ESPAD felmérése adaptálta (44).

Az összes használt skála esetében az egyes tételek hiányzó értékeit a skálaátlag váltotta fel. Ha a skála tételeinek több mint 20% -a hiányzott, a skálát hiányosnak tekintették.

Statisztikai elemzés

Kiszámítottuk a leíró statisztikákat, és a GD és ADHD prevalenciájának változásait az alapvonal (1 hullám) és a második követés (3 hullám) között McNemar chi-négyzet teszttel vizsgáltuk. A GD-vel és anélkül résztvevők keresztmetszeti különbségeit logisztikus regresszióval teszteltük. Az összes regressziót a kor és a nyelvi régió szerint igazítottuk. A leíró statisztikákat és az adatok előkészítését az SPSS 25 alkalmazásával végeztük. A GD és az ADHD közötti longitudinális asszociációk tesztelésére az ARCL modelleket MPLUS 8.0 (45). Az ARCL-k a szerkezeti egyenlet modellezésének egyik formája, amelyet gyakran használnak két (vagy több) konstrukció közötti fejlõdési folyamatok leírására több idõpontban [áttekintésért lásd: (46)]. Fő érdeklődésünk a GD 20 életkor 25 korban mutatott hosszanti hatását az XHD és 20 életkorban mutató GD hosszanti hatása, az ADHD 25 életkor XD és GD 2 életkor szerint figyelembe vételével, figyelembe véve ugyanazon konstrukciónak az időpontok közötti automatikus korrelációját és a a különböző konstrukciók keresztmetszeti korrelációja egy időben. A GD és ADHD bináris méréseinél az ARCL-t a legkisebb négyzetes átlag és a variancia-korrekciós (WLSMV) becslési módszerrel becsültük meg, amely a bináris változókra megadja a probit regressziós együtthatókat. A WLSMV becslő lehetővé teszi az ugyanazon időpontokban lévő változók közötti korreláció közvetlen modellezését. Az értelmezés további könnyítése érdekében a probit együtthatókat OR-ekvivalensekké alakítottuk át. Az OR-k közelíthetők a probit együtthatók szorozásával a logisztikai eloszlás szórásával [(Π3 / XNUMX) −−−−−− √

= 1.81], majd a kapott együttható exponenciális függvényét használjuk (47). A folyamatos GD pontszám és az ADHD figyelmetlenség és hiperaktivitás alskálák közötti ARCL-hez a Robust Maximum-Likelihood becslést (MLR) használtuk, amely robusztus az eredményváltozók ferde vonalához. Harmadik lépésként megvizsgáltuk, hogy a XDNXX hullámban mind a GD, mind az ADHD résztvevőknél rosszabb-e a helyzet a GD, ADHD, súlyos depresszió, mentális egészség, élettel való elégedettség, valamint a munka vagy az iskola rossz teljesítményének szempontjából az 1 hullámban, mint azokban a résztvevőkben, akiknél egyik sem volt. GD vagy ADHD, vagy önmagában GD, vagy ADHD önmagában. E csoportok közötti különbségeket a bináris eredmények logisztikus regresszióival, a ordinal eredmények (a munka vagy az iskola gyenge teljesítménye) regressziós regresszióval és a folyamatos eredmények lineáris regressziójával (skála pontszámok) teszteltem. A súlyos depresszió, a mentális egészség és a rossz munkahelyi vagy iskolai teljesítmény regressziókat hozzáigazították az alapértékükhöz (3 korban). Az alapvető értékek nem voltak elérhetők az élettel való elégedettséghez.

Tekintettel arra, hogy a SUD-k társultak az ADHD-vel, például (19), valamint a GD-vel (1), az összes longitudinális elemzésünket kiigazítottuk az alkohol, a dohány és a kannabiszhasználat rendellenességi skálájának folyamatos pontszámával az 1. hullámban, hogy ellenőrizzük az SUD-k GD-vel vagy ADHD-vel egyidejűleg az 1. hullámban gyakorolt ​​hatását a GD és / vagy ADHD hullámán 3. Mivel ezen elemzések iránti érdeklődésünk a GD és az ADHD longitudinális hatására irányult, a longitudinális elemzéseket a 3. hullámban nem állítottuk be a SUD-ra. Ezenkívül a 3. hullám SUD-jai részben a GD és az ADHD következményei lehetnek az 1. hullámnál, és az ezekhez való igazodás ezért eltávolíthatja a GA vagy az ADHD valódi hatásának egy részét az 1. hullámban a GD-re és az ADHD-t a 3. hullámban. Az ezeken a SUD-skálákon hiányzó értékeket az 264. hullámban 1, a 49. hullámban pedig 3 esetben számoltak be. többféle imputáció az MPLUS 8.0-ban Bayesi keretrendszerben, 20 imputált adatkészlet létrehozása a SUD-skála felhasználásával, valamint a három anyagra vonatkozó intézkedések alkalmazása mindhárom hullámban plusz életkor és nyelv. Összességében a SUD-ok hatása a GD és az ADHD közötti összefüggésekre csekély volt, ezért csak a SUD-okkal kiigazított elemzéseket mutatjuk be a táblázatokban és az ábrákon.

Eredmények

Keresztmetszeti társulások

Táblázat 1 a leíró eredményeket és a GD, ADHD és SUD prevalencia arányát mutatja. A GD prevalenciája az 8.8% -ról az 1 hullámban 6.3% -ra csökkent az 3 hullámban [McNemar teszt χ2 (1)

= 29.81; p <0.001]. Az ADHD prevalenciája az 5.7. hullámban 1% -ról a 7.6. hullámban 3% -ra nőtt [McNemar-teszt χ2 (1)

= 18.68; p <0.001]. Keresztmetszetileg az ADHD gyakoribb volt a GD-ben szenvedő résztvevőknél, mint GD-vel nem, mindkét hullámban, az esélyarány (OR) az 3.21. hullám esetében 2.39 [4.32, 1] és a 2.56 hullám esetében 1.86 [3.52, 3]. nincs szignifikánsan társítva a GD-vel az 1. hullámban, mégis a SUD-k szignifikánsan gyakoribbak voltak a GD-ben szenvedő résztvevőknél, mint a 3. hullámban. Ennek megfelelően a SUD-okhoz való igazítás csak kis mértékben változtatta meg az ADHD és a GD közötti kapcsolatot az 1. hullámban, de csökkentette ezt az összefüggést a hullámban 3 (OR = 2.56-tól OR = 2.08-ig). A hat ADHD elem mindegyikének átlagos pontszáma magasabb volt az 1. és 3. hullámban szenvedő GD-ben szenvedőknél, bár ez nem volt szignifikánsan magasabb az ADHD hiperaktivitás alskálájának második eleménél („motorral hajtott”; táblázat 2). Mind a figyelmetlenség, mind a hiperaktivitás alskálájának pontszámait keresztmetszetben asszociáltuk a GD-vel az 1 és az 3 hullámban, azonban a GD-vel és anélkül résztvevők közötti különbségek még inkább kifejezettek voltak a figyelmetlenségi skálán (lásd a táblázatot). 2). Amikor mindkét alskálát regressziós modellbe vettük, amelynek eredménye GD volt, csak a figyelmetlenség szignifikánsan társult a GD-vel (táblázat 2) mindkét hullámban.

1 TÁBLÁZAT

Táblázat 1. Minta statisztikák és keresztmetszeti asszociációk a játékzavar és az ADHD között.

2 TÁBLÁZAT

Táblázat 2. Az egyes ADHD elemek és az ADHD alskálák közötti különbségek a játékzavarral és anélkül résztvevők között.

Hosszirányú társulások

Azok a résztvevők, akiknél a GD az 1 hullámnál volt, valószínűbb, hogy az ADHD-t az 3 hullámnál mutatják, míg az ADHD-val az 1 hullámnál azok a résztvevők nagyobb valószínűséggel mutatják a GD-t az 3 hullámnál (táblázat 3). Ezeket az asszociációkat ARCL modell alkalmazásával teszteltük (4. Ábra) 1), amely kimutatta, hogy a GD és az ADHD jelentős kétirányú longitudinális asszociációkkal rendelkezik, még akkor is, ha figyelembe vesszük ugyanazon mérés időbeli automatikus korrelációját, valamint a GD és az ADHD közötti korrelációt ugyanazon az időponton. Az ADHD együtthatója az 1 hullámnál a GD-n az 3 hullámnál hasonló volt (standardizált probit = 0.066 [0.023, 0.109]; p = 0.003; amely megfelel az 1.72 OR értékének) a GD együtthatójához az 1 hullámnál, az ADHD mellett az 3 hullámnál (standardizált probit = 0.058 [0.013, 0.102]; p = 0.011; amely megfelel az 1.47 OR-nak). A SUD kiigazításai csak csekély hatással voltak a keresztezett lemaradási utakra (az SUD-hoz nem igazított együtthatók 0.078 és 0.057, az eredményeket nem mutatják).

3 TÁBLÁZAT

Táblázat 3. A játék rendellenességek és az ADHD prevalenciája és pontszáma az 3 hullámban a játék rendellenesség és az ADHD állapot függvényében az 1 hullámnál.

ábra 1

ábra 1. Autoregresszív keresztesen elmaradt modell a játékzavarok és az ADHD bináris mérései között. Az összes megjelenített útvonal jelentős a p <.05 szint. A WLSMV volt az alkalmazott becslő. Az együtthatók standardizált probit. Az életkor, a nyelv és a szerhasználat rendellenességeihez igazítva az 1. hullámban. ADHD, figyelemhiányos hiperaktivitási rendellenesség.

Ami az ADHD alskála skálájának és a GD pontszámnak a longitudinális asszociációját illeti, az ARCL, beleértve a GD pontszámot, valamint az ADHD figyelmetlenség és hiperaktivitás alskálákat, csak szignifikáns (különösen kétirányú; lásd az ábrát) 2) asszociációk a GD pontszám és az ADHD figyelmetlenségi skála között (standardizált béta az 20 korban történő figyelmetlenségtől a GD pontszámig 25 korban: 0.090 [0.056, 0.124]); p <0.001; a GD pontszámtól 20 éves korban a figyelmetlenségig 25 éves korban: 0.044 [0.016, 0.071]; p = 0.002). Az ADHD hiperaktivitási alskála nem mutatott szignifikáns longitudinális asszociációkat a GD pontszámmal (standardizált Béta a hiperaktivitásról az 20 korban a GD pontra az 25 korban: −0.025 [−0.054, 0.005]; p = 0.102; a GD ponttól az 20 korban a hiperaktivitásig az 25 korban: 0.004 [−0.023, 0.031]; p = 0.755).

ábra 2

ábra 2. Autoregresszív keresztesen elmaradt modell a játékzavarok folyamatos mérései és az ADHD figyelmetlenség és hiperaktivitás alskálái között. GD, játékzavar; Inatt, figyelmetlenség; Hiper, hiperaktivitás. Csak jelentős (p <.05) együtthatókat mutatunk be. Becslések szerint a szürke utak becsültek, de nem voltak szignifikánsak. Az becsült érték az MLR volt. Az együtthatók standardizált béta. Az életkor, a nyelv és a szerhasználat zavaraihoz igazítva az 1. hullámnál.

Eredmények a komorbid GD-vel és ADHD-vel rendelkezők esetén

Ahogy a 2. táblázatban látható 3, a GD prevalenciája a 3. hullámban volt a legmagasabb azoknál a résztvevőknél, akiknél GD és ADHD volt az 1. hullámnál (32.3%), ezt követték azok, akiknél GD csak az 1. hullámnál volt (20.4%), majd azok, akiknél csak az 1. hullámnál volt ADHD (8.0%) . Ezek még mindig valamivel gyakoribbnak mutatták a GD-t, mint azok a résztvevők, akiknél az 1. hullámban sem GD, sem ADHD nem volt (4.6%). Így, ha csak az 1. hullámban volt ADHD, a 3. hullámban magasabb volt a GD aránya, összehasonlítva azokkal a résztvevőkkel, akiknél az 1. hullámban sem GD, sem ADHD nem volt [kiigazítatlan OR = 1.81 [1.10, 3.00]; az életkor, a nyelv és a SUD-ok korrekciója után az együttható (OR = 1.60 [0.95, 2.69]) valamivel a szignifikancia szint alatt volt]. Továbbá az 1. hullámban a GD nagyobb valószínűséggel folytatódott a 3. hullámban az ADHD-s és az 1. hullámban szenvedő résztvevők között, mint a csak az 1. hullámban szenvedő résztvevők körében (a kiigazítatlan együttható 1.87 [1.05, 3.32] volt, azonban az életkorhoz való igazodás után , nyelv és SUD-ek, az eredményül kapott együttható alig volt szignifikancia alatt: OR = 1.73 [0.96, 3.12]). Másrészt, bár az 1. hullámban a GD az ADHD új megjelenésével társult a 3. hullámban (9.1%, szemben a referenciacsoport 5.7% -ával: OR = 1.63 [1.12, 2.36]), az ADHD nem volt tartósabb a 3 hullámban az 1. hullámban GD-s és ADHD-s résztvevők között (33.8%), szemben a csak az 1. hullámban szenvedő ADHD-vel (35.1%; korrigált OR = 0.92 [0.51, 1.66]). Végül az ADHD és a GD kombinációja a 3. hullámban volt a leggyakoribb (10.8%) azon résztvevők körében, akiknek már ADHD és GD volt az 1. hullámban, de ennek a kombinációnak a perzisztenciája (10.8%) nem volt túl magas.

Azok a résztvevők, akikben a GD és ADHD kombinációja volt az 1 hullámban, a többi mérési eredménynél a legrosszabb pontszámot kaptak (táblázat 4): a súlyos depresszió legmagasabb pontszáma, a legalacsonyabb a mentális egészség és az élettel való elégedettség pontszáma, és a legmagasabb a munkahelyi vagy iskolai teljesítmény hiánya. Azoknak a résztvevőknek, akiknek csak az XHD-ban a 1 hullám volt, valamivel jobb eredményei voltak, mint a GD-vel és az ADHD-vel az 1 hullámnál; azok a résztvevők, akiknél a GD csak az 1 hullámnál volt, még mindig jobbak voltak (bár nem minden együttható volt szignifikáns), és azoknak, akiknek sem az 1 hullámban sem a GD, sem az ADHD nem volt a többi pozitív eredmény.

4 TÁBLÁZAT

Táblázat 4. A súlyos depresszió, mentális egészség, élettel való elégedettség és a rossz munkahelyi / iskolai teljesítmény pontszáma a játékzavar és az ADHD státus függvényében az 1 hullámon.

Megbeszélés

A tanulmány célja a (GD) és a figyelemhiányos hiperaktivitási rendellenesség (ADHD) közötti kapcsolat újbóli vizsgálata fiatal svájci férfiak longitudinális mintájában. Mindkét mérési pontnál a GD szignifikánsan gyakoribb volt (VAGY 1 hullám: 3.21 [2.39, 4.32]; VAGY 3 hullám: 2.56 [1.86, 3.52]) az ADHD-ban szenvedő résztvevők között, mint az ADHD nélkül. Hasonlóképpen, az ADHD gyakoribb volt a GD-vel rendelkezők körében, mint a GD-nél nem résztvevők körében. Ezek az eredmények jól összhangban állnak a meglévő tanulmányokkal, amelyek keresztmetszeti összefüggéseket mutatnak a GD és az ADHD között (8). Fontos szempont, hogy tanulmányunk mindkét irányban longitudinális asszociációkat is felismert: az ADHD 20 életkorban növeli a GD kockázatát 25 korban, míg a GD 20 korban növeli az ADHD kockázatát 25 korban. Eddig csak néhány tanulmány vizsgálta a longitudinális asszociációkat (8) az ADHD és a GD között, és a szerzők legjobb tudása szerint egyetlen tanulmány sem mutatott még kétirányú összefüggéseket az ADHD és a GD között.

Számos elméletet javasoltak az ADHD és a játék közötti asszociációs mechanizmusokról. Nevezetesen, a játék optimálisan serkenti az ADHD-kat azáltal, hogy izgalmas tevékenységet hajt végre azonnali jutalommal: ennélfogva ez lehet egy módja az ADHD tüneteinek kezelésére. Mivel azonban a játék pontosan azt biztosítja, amelyet az ADHD-ban szenvedő egyének előnyben részesítenek, az ilyen erős stimulus gyakori kitettsége fokozhatja az ADHD tüneteit (29), és kevesebb érdeklődést eredményeznek más fontos tevékenységek iránt, például a munka vagy az iskola iránt. A játék a személyek napjának jelentős részét is felhasználhatja, tovább csökkentve az egyéb tevékenységekre fordított időt, amelyek kevésbé problémásak, vagy akár pozitívan befolyásolhatják az ADHD lefolyását (27, 31). A videojátékoknak való kitettség ezen hatásai még fokozódhatnak, ha összekapcsolódnak a GD diszfunkcionális tüneteivel, például a foglalkoztatással vagy a játék megszállottságával, vagy akár elvonási tünetekkel, amikor nem tudnak játszani. Fontos azonban megjegyezni, hogy a GD és az ADHD közötti kapcsolat ezen lehetséges magyarázatának eddig nem támasztotta alá elegendő bizonyítékot, egyértelműen több kutatásra van szükség a GD és az ADHD közötti összekapcsolási mechanizmussal kapcsolatban.

Figyelmetlenség vs. hiperaktivitás

További megállapítás az volt, hogy az ADHD figyelmetlenségének és hiperaktivitásának alskálái szignifikáns keresztmetszeti asszociációkat mutattak a GD-vel. Ha a regressziós modellt közösen vesszük fel, akkor csak a figyelmetlenség maradt szignifikáns, jelezve, hogy az ADHD és a GD közötti kapcsolatot elsősorban ez a változó magyarázhatja. Hasonlóképpen, az ARCL modell mind a folytonos ADHD alskálákat, mind a GD pontszámot felhasználva azt mutatta, hogy az ADHD és a GD közötti kapcsolatot (mindkét irányban) dominálta a figyelmetlenségi skála, mivel a hiperaktivitás alskála hosszanti asszociációi nem szignifikánsak (és még enyhén is) negatív). Ez a megállapítás összhangban áll egy korábbi keresztmetszeti tanulmány eredményeivel (26), amely azt találta, hogy a hiperaktivitás alskála nem volt szignifikánsan összefüggésben a GD-vel. Panagiotidi (26) azt sugallta, hogy az ADHD figyelmetlenségi skála és a GD közötti kapcsolat lehetséges magyarázata az, hogy a szerencsejáték javítja a vizuális figyelmet, ezért az ADHD-vel szenvedő személyek a szerencsejátékot öngyógyszeres kezelés formájában használhatják a figyelmüket károsító tényezők esetén. Másrészt egy kisgyermekek tanulmánya (27) megállapította, hogy a hiperaktivitás alskála erősebben kapcsolódik a fiúk körében a GD-hez, míg a figyelmetlenségi skálán a lányok körében a GD-t erősebben társították. Ugyanakkor az a tény, hogy ez a minta sokkal fiatalabb (átlagos életkor 5.8 év), és ezért a kérdőíveket szüleik töltötték ki, megnehezíti ezen eredmények összehasonlítását a miénkkel. Lopez és munkatársai. (48) arról is beszámoltak, hogy a kábítószerrel való visszaélés problémái, amelyek bizonyos mechanizmusokhoz hasonlóak lehetnek a viselkedésfüggőséggel szemben, gyakrabban fordultak elő az együttes figyelmetlenség és hiperaktivitás altípusban szenvedőknél, mint azokban, akikben a túlnyomórészt figyelmen kívül hagyják. Minden bizonnyal további kutatásra van szükség az ADHD komponenseknek a GD-vel való összekapcsolására vonatkozóan.

A GD és ADHD résztvevőinek eredményei

A jelen tanulmány azt vizsgálta, hogy az 20 életkorban GD és ADHD-ban szenvedő személyeknél az 25 korban rosszabb eredmények voltak-e, mint a csak GD vagy csak ADHD esetén. Eredményeink azt mutatják, hogy a GD tartósabb lehet (azaz jelen lehet az 1 és az 3 hullámokban) azoknál az egyéneknél, akiknél az ADHD már 20 korban is volt, mint azok között, akiknél csak a GD volt az 20 korban, azonban a vizsgálatunkban az együttható alig volt szignifikancia alatt. a SUD-ra történő igazítás után, jelezve, hogy az ADHD mellett más tényezők is befolyásolhatják a GD perzisztenciáját. Ez összhangban áll a SUD-ok területének hasonló bizonyítékaival, amelyek azt mutatják, hogy az ADHD negatív hatást gyakorolhat e rendellenességek lefolyására, azaz az ADHD-kben szenvedő személyek könnyebben függőségbe kerülhetnek, és alacsonyabb a remisszió arányuk (15). Ez a tanulmány azt sugallja, hogy ez nemcsak a SUD-kra vonatkozik, hanem az olyan eredményekre is, mint például a GD. Az ADHD azonban nem volt kitartóbb 20 életkorban a komorbid GD és ADHD résztvevők között, mint a csak 20 korban szenvedő ADHD résztvevők között. Ez azt jelzi, hogy a GD nem befolyásolhatja negatívan a már létező ADHD menetét.

Az 25 életkorban az ADHD-val és a GD-vel rendelkezőknél az 20 korban mind a többi mérési skálán a legrosszabb eredményt kapott: SF-12 mentális egészség skála pontszámok, súlyos depressziós pontszámok, élettel való elégedettség és rossz munka vagy iskola teljesítmény. Azoknak a résztvevőknek, akiknek csak az ADHD volt az 20 életkorban, volt a második legrosszabb eredmény. Azok a résztvevők, akiknél csak 20 korban volt GD, valamivel jobb eredményekkel rendelkeztek 25 korban, mint azok, akiknek csak az ADHD volt 20 korban. Azoknak a résztvevőknek, akiknek az 20 életkorban sem ADHD, sem GD nem volt, a legjobb eredményt kaptak. Ugyanakkor az 20 életkorban a GD és ADHD betegek és a csak ADHD betegek közötti egyéb eredmények között a különbség viszonylag kicsi volt, és csak a súlyos depressziós pontszámok szempontjából volt szignifikáns. Viszonylag kevés eset fordult elő mind a GD, mind az ADHD esetén az 1 hullámnál.

Eredményeink mindazonáltal bizonyítékot szolgáltatnak arra, hogy a GD-vel és ADHD-vel rendelkezőknek rosszabb eredményei lehetnek, mint azoknak, akiknek csak GD-jük vagy csak ADHD-k vannak. Azt is sugallják, hogy a GD több, mint pusztán az ADHD tünete vagy összefüggése, mivel még ADHD-ban szenvedő személyeknél is rosszabb eredményekhez vezetnek. Ezért a GD-t potenciálisan súlyos állapotnak kell tekinteni, és a komorbid ADHD-vel és GD-vel szenvedő egyének különös figyelmet igényelhetnek.

korlátozások

Mintánk csak korlátozott korú svájci fiatal férfiakból állt. Így előfordulhat, hogy eredményeink nem általánosíthatók más populációkra. Összességében, bár a GD és az ADHD közötti longitudinális asszociációk együtthatói szignifikánsak voltak, viszonylag kicsiek voltak. Ezek azonban viszonylag változatlanok maradtak, még akkor is, ha a potenciálisan zavaró változókhoz, például a SUD-ekhez igazították. A GD mérésére használt műszer némileg különbözött az 1. és 3. hullám között, mivel a játékfüggőségi skálát az 1. és a 2. hullámban kiterjesztették az internetes függőség felmérésére is. Ezt részben korrigálták azzal, hogy a hangszer 0-ra állították azokat a résztvevőket, akik kevesebb, mint hetente játszottak videojátékokat. Összességében a prevalencia arányában kismértékű különbségek voltak a várt irányban (alacsonyabb az előfordulás az életkor növekedésével), és az állandó eredmények azt mutatták, hogy az eszközök közötti megfogalmazásbeli különbségek kicsi. Helyi okokból az Adult ADHD önjelentési skálájának rövid, hat tételes átvilágító változatát használtuk, amely csak négy elemből áll a figyelmetlenségért és kettő a hiperaktivitásért. Minden bizonnyal további kutatások szükségesek hosszabb ADHD-skálák alkalmazásával, amelyek lehetővé teszik az altípusok jobb megkülönböztetését.

Következtetés

Ez a tanulmány kiegészíti a meglévő bizonyítékokat, amelyek szerint a GD súlyos negatív mentális egészséggel járhat, mivel bizonyítékot szolgáltat arra, hogy a GD és a felnőttkori ADHD kétirányú longitudinális asszociációk vannak, vagyis mindegyik növeli a másik kockázatát. Ez arra is utal, hogy a két rendellenesség megerősítheti egymást, vagyis ördögi kört okozhat (49): a korai ADHD elősegítheti a GD kialakulását, ami viszont idővel súlyosbíthatja az ADHD-t, ami ismét ronthatja a GD-t. Megmutattuk továbbá, hogy ezek a kétirányú asszociációk inkább az ADHD figyelmetlenségi skálájának, mint a hiperaktivitás alskálának köszönhetők, amely nem volt független kapcsolatban a GD-vel. A GD- és ADHD-kkel küzdő fiatalok kimenetele rosszabb lehet, mint a két rendellenesség közül csak az egyiknél, ezért külön figyelmet kell szentelniük. Ennek megfelelően az ADHD vagy a GD embereket szűrni kell a másik rendellenesség szempontjából. Az ADHD hatékony kezelése megakadályozhatja a GD kialakulását (49), például az ADHD és a komorbid SUD kezelésére használt integrált kognitív viselkedésterápia (50). Hasznos lehet olyan megelőző intézkedések, amelyek elősegítik a számítógépes játékok megfelelőbb használatát az ADHD-ban szenvedő egyéneknél. Azok a személyek, akiknél figyelmen kívül hagyják az ADHD altípust, különös figyelmet igényelhetnek játéktevékenységeikkel kapcsolatban.

Szerzői hozzájárulások

Az SM elemezte az adatokat és írta a papírt. GG és JS készítették a tanulmányt. A GG, JS és VG segített az adatok elemzésében, és kommentálta a kézirat korábbi verzióit.

Finanszírozás

Ezt a tanulmányt a Svájci Nemzeti Tudományos Alapítvány (FN 33CSC0-122679, FN 33CS30-139467 és FN 33CS30_148493) támogatta.

Érdekütközési nyilatkozat

A szerzők kijelentik, hogy a kutatást olyan kereskedelmi vagy pénzügyi kapcsolatok hiányában hajtották végre, amelyek potenciális összeférhetetlenségnek tekinthetők.

Referenciák

  1. Van Rooij AJ, Kuss DJ, Griffiths MD, Shorter GW, Schoenmakers TM, Van De Mheen D. A serdülőkorúak problémás videojátékok, anyaghasználat és pszichoszociális problémák (együttes) előfordulása. Behav Addict. (2014) 3: 157 – 65. doi: 10.1556 / JBA.3.2014.013

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. MD Griffiths, Király O, Pontes HM, Demetrovics Z. A problémás játék áttekintése. In: Aboujaoude E, Starcevic V, szerkesztők. Mentális egészség a digitális korban: súlyos veszélyek, nagy ígéret. New York, NY: Oxford University Press (2015). o. 27-45.

Google Scholar

  1. Müller K, Janikian M, Dreier M, Wölfling K, Beutel M, Tzavara C és társai. Rendszeres játékmagatartás és internetes játékproblémák az európai serdülőknél: a prevalencia, a prediktorok és a pszichopatológiai összefüggések nemzetek közötti reprezentatív felmérésének eredményei. Eur gyermek serdülőkori pszichiátria (2015) 24:565–74. doi: 10.1007/s00787-014-0611-2

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Mihara S, Higuchi S. I. Nternet játékrendellenesség keresztmetszeti és longitudinális epidemiológiai vizsgálata: az irodalom szisztematikus áttekintése. Pszichiátria Clin Neurosci. (2017) 71: 425 – 44. doi: 10.1111 / pcn.12532

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Saunders JB, Hao W, Long J, DL király, Mann K, Fauth-Bühler M, et al. Játékszervi rendellenességek: A diagnosztizálás, kezelés és megelőzés fontos feltételeként történő meghatározása. Behav Addict. (2017) 6: 271 – 9. doi: 10.1556 / 2006.6.2017.039

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Andreassen CS, Billieux J, MD Griffiths, Kuss DJ, Demetrovics Z, Mazzoni E, et al. A szociális média és a videojátékok addiktív használata és a pszichiátriai rendellenességek tünetei közötti kapcsolat: egy nagyszabású keresztmetszeti tanulmány. Psychol Addict Behav. (2016) 30: 252 – 62. doi: 10.1037 / adb0000160

CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Lemmens JS, Valkenburg PM, Peter J. A játékfüggőség skálájának kidolgozása és érvényesítése serdülőknél. Media Psychol. (2009) 12: 77 – 95. doi: 10.1080 / 15213260802669458

CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. González-Bueso V., Santamaría JJ, Fernández D, Merino L, Montero E, Ribas J. Az internetes játékzavar vagy a patológiás videojáték-használat és a komorbid pszichopatológia közötti kapcsolat: átfogó áttekintés. Int J Környezetvédelmi Közegészségügy. (2018) 15: E668. doi: 10.3390 / ijerph15040668

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Marmet S, Studer J, Rougemont-Bücking A, Gmel G. A családi háttér, a személyiség és a mentális egészség tényezőinek látens profiljai, valamint azok viselkedésfüggőségekkel és anyaghasználati rendellenességekkel való kapcsolatai fiatal svájci férfiakban. Eur Pszichiátria (2018) 52: 76 – 84. doi: 10.1016 / j.eurpsy.2018.04.003

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Kardefelt-Winther D., Heeren A, Schimmenti A, van Rooij A, Maurage P, Carras M, et al. Hogyan fogalmazhatjuk meg a viselkedési függőséget anélkül, hogy patologizálnánk a szokásos viselkedéseket? Függőség (2017) 112: 1709 – 15. doi: 10.1111 / add.13763

CrossRef teljes szöveg

  1. Griffiths MD, Van Rooij AJ, Kardefelt-Winther D., Starcevic V., Király O, Pallesen S, et al. Nemzetközi konszenzus kialakítása az Internet Gaming Disorder értékelési kritériumaival kapcsolatban: kritikus kommentár Petry et al. Számára (2014). Függőség (2016) 111: 167 – 75. doi: 10.1111 / add.13057

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Aarseth E, Bean AM, Boonen H, Colder Carras M, Coulson M, Das D és mtsai. A tudósok nyílt vitaanyaga az Egészségügyi Világszervezet ICD-11 Gaming Disorder javaslatáról. Behav Addict. (2017) 6: 267 – 70. doi: 10.1556 / 2006.5.2016.088

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Amerikai Pszichiátriai Szövetség. Diagnosztikai és statisztikai kézikönyve Mentális zavarok. 5th ed. Washington, DC: Szerző: American Psychiatric Publishing (2013).

Google Scholar

  1. Az Egészségügyi Világszervezet. Gamer Disorder Q&A 2018 Elérhető online: http://www.who.int/features/qa/gaming-disorder/en/
  2. Ginsberg Y, Quintero J, Anand E, Casillas M, Upadhyaya HP. Felnőtt betegeknél a figyelem- / hiperaktivitási rendellenesség alulértékelt diagnosztizálása: az irodalom áttekintése. Prim Care Companion CNS Disord. (2014) 16:PCC.13r01600. doi: 10.4088/PCC.13r01600

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Estevez N, Eich-Hochli D, Dey M, Gmel G, Studer J, Mohler-Kuo M. A felnőttkori figyelemhiányos hiperaktivitási rendellenességek prevalenciája és kapcsolódó tényezői fiatal svájci férfiakban. PLoS ONE (2014) 9: e89298. doi: 10.1371 / journal.pone.0089298

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Kessler RC, Adler L, Barkley R, Biederman J, Conners CK, Demler O és mtsai. A felnőttkori ADHD prevalenciája és összefüggései az Egyesült Államokban: a National Comorbidity Survey Replication eredményei. J J Pszichiátria (2006) 163: 716 – 23. doi: 10.1176 / ajp.2006.163.4.716

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Miller TW, Nigg JT, Faraone SV. Az I. és II. Tengely komorbiditása ADHD-s felnőtteknél. J Abnorm Psychol. (2007) 116:519–28. doi: 10.1037/0021-843X.116.3.519

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Fayyad J, De Graaf R, Kessler R, Alonso J, Angermeyer M., Demyttenaere K és mtsai. A felnőttkori figyelemhiányos hiperaktivitási rendellenességek nemzetek közötti előfordulása és összefüggései. Br J Pszichiátria (2007) 190: 402 – 9. doi: 10.1192 / bjp.bp.106.034389

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Kolla NJ, van der Maas M., Toplak ME, Erickson PG, Mann RE, Seeley J, et al. Felnőttkori figyelemhiányos hiperaktivitási rendellenesség tünetprofiljai és ezzel párhuzamosan jelentkező alkohol és kannabiszproblémák: nemi különbségek reprezentatív, népesség-felmérésben. BMC Pszichiátria (2016) 16:50. doi: 10.1186/s12888-016-0746-4

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Gudjonsson GH, Sigurdsson JF, Smari J, Young S. Az élettel való elégedettség, az ADHD tünetek és a kapcsolódó problémák közötti kapcsolat az egyetemi hallgatók körében. J Atten Disord. (2009) 12: 507 – 15. doi: 10.1177 / 1087054708323018

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Starcevic V, Khazaal Y. A viselkedési függőségek és a pszichiátriai rendellenességek közötti kapcsolatok: mi ismert és mit kell még megtanulni? Első pszichiátria (2017) 8: 53. doi: 10.3389 / fpsyt.2017.00053

CrossRef teljes szöveg

  1. DA Gentile, Choo H, Liau A, Sim T, Li D, Fung D, et al. Patológiás videojáték-használat a fiatalok körében: kétéves longitudinális tanulmány. Gyermekgyógyászat (2011) 127:e319–29. doi: 10.1542/peds.2010-1353

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Wartberg L, Kriston L, Zieglmeier M, Lincoln T, Kammerl R. Hosszú távú tanulmány serdülőkorban az internetes játék zavarának pszichoszociális okairól és következményeiről. Psychol Med. (2018). doi: 10.1017 / S003329171800082X. [Epub a nyomtatás előtt].

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Peeters M, Koning I, van den Eijnden R. Az internetes játék zavarának tüneteinek előrejelzése fiatal serdülőknél: egy éves nyomonkövetési tanulmány. Hum Behav számítástechnika. (2018) 80: 255 – 61. doi: 10.1016 / j.chb.2017.11.008

CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Panagiotidi M. Problémás játék és ADHD tulajdonságok felnőtt lakosságban. Cyberpsychol Behav Soc Netw. (2017) 20: 292 – 5. doi: 10.1089 / cyber.2016.0676

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Paulus FW, Sinzig J, Mayer H, Weber M, von Gontard A. Számítógépes játékzavar és ADHD kisgyermekekben - egy populáció-alapú tanulmány. Int J Ment Health Addict. (2017) 16:1193–207. doi: 10.1007/s11469-017-9841-0

CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Park JH, Lee YS, Sohn JH, Han DH. Az atomoxetin és a metil-fenidát hatékonysága a problémás online játékban olyan figyelmeztetéses hiperaktivitási rendellenességű serdülőknél. Hum Psychopharmacol. (2016) 31: 427 – 32. doi: 10.1002 / hup.2559

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Weiss MD, Baer S, Allan BA, Saran K, Schibuk H. A képernyőkultúra: hatása az ADHD-ra. Atten Defic Hyperact Disord. (2011) 3:327–34. doi: 10.1007/s12402-011-0065-z

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Swing EL, Gentile DA, Anderson CA, Walsh DA. Televíziós és videojátékok expozíciója és a figyelmi problémák kialakulása. Gyermekgyógyászat (2010) 126:214–21. doi: 10.1542/peds.2009-1508

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Gentile DA, Swing EL, Lim CG, Khoo A. Videojátékok, figyelemproblémák és impulzivitás: Kétirányú ok-okozati összefüggések bizonyítéka. Psychol Pop Media Cult. (2012) 1: 62 – 70. doi: 10.1037 / a0026969

CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Gmel G, Akre C, Astudillo M., Bähler C, Baggio S, Bertholet N, et al. A svájci kohort tanulmány az anyaghasználat kockázati tényezőiről - két hullám eredményei. függőség (2015) 61:251–62. doi: 10.1024/0939-5911.a000380

CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Studer J, Baggio S, Mohler-Kuo M, Dermota P, Gaume J, Bertholet N és mtsai. A válaszok elmulasztásának torzulása az anyaghasználat kutatásában - A késői válaszadók helyettesítik-e a nem válaszadókat? A kábítószer-alkohol függ. (2013) 132: 316 – 23. doi: 10.1016 / j.drugalcdep.2013.02.029

CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Kessler RC, Adler L, Ames M, Demler O, Faraone S, Hiripi E, et al. Az Egészségügyi Világszervezet felnőttkori ADHD önjelentési skálája (ASRS): rövid átvilágítási skála az általános lakosság számára. Psychol Med. (2005) 35: 245 – 56. doi: 10.1017 / S0033291704002892

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Amerikai Pszichiátriai Szövetség. Diagnosztikai és statisztikai kézikönyve Mentális zavarok. 4th ed. Washington, DC: Amerikai Pszichiátriai Egyesület (1994).

Google Scholar

  1. Grant BF, Dawson DA, Stinson FS, Chou PS, Kay W, Pickering R. Az alkoholfogyasztási rendellenesség és a hozzá kapcsolódó fogyatékosságok interjú-IV. Ütemterve (AUDADIS-IV): az alkoholfogyasztás megbízhatósága, a dohányzás, a depresszió családi története és a pszichiátriai diagnosztika modulok egy általános populációs mintában. A kábítószer-alkohol függ. (2003) 71:7–16. doi: 10.1016/S0376-8716(03)00070-X

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Knight JR, Wechsler H, Kuo M, Seibring M, Weitzman ER, Schuckit MA. Alkohollal való visszaélés és függőség az amerikai főiskolai hallgatók körében. J Stud Alcohol (2002) 63: 263 – 70. doi: 10.15288 / jsa.2002.63.263

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Annaheim B, Scotto TJ, Gmel G. A kannabiszhasználati rendellenességek azonosítási tesztjének (CUDIT) felülvizsgálata az elemreakció-elmélet segítségével. Int J Methods Psychiatr Res. (2010) 19: 142 – 55. doi: 10.1002 / mpr.308

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Adamson SJ, Sellman JD. A kannabisz-fogyasztási rendellenességek prototípusos szűrőkészüléke: a kannabisz-fogyasztási rendellenességek azonosító tesztje (CUDIT) alkoholfüggő klinikai mintában. Drog Alcohol Rev. (2003) 22: 309 – 15. doi: 10.1080 / 0959523031000154454

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Heatherton TF, Kozlowski LT, Frecker RC, Fagerstrom KO. Fagerström nikotinfüggőség-teszt: a Fagerstrom-tolerancia kérdőív felülvizsgálata. Br J Addict. (1991) 86:1119–27. doi: 10.1111/j.1360-0443.1991.tb01879.x

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Bech P, Rasmussen NA, Olsen LR, Noerholm V, Abildgaard W. A súlyos depresszió leltárának érzékenysége és specifitása, a jelenlegi állami vizsgálatot használva a diagnosztikai érvényesség mutatójának. J befolyásolja a Disordot. (2001) 66:159–64. doi: 10.1016/S0165-0327(00)00309-8

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Ware JE, Kosinski M., Keller SD. Az SF-12 fizikai és mentális egészség összefoglaló skáláinak értékelése. 2nd ed. Boston, MA: Az Egészségügyi Intézet, a New England Medical Center (1995).
  2. Diener E, Emmons RA, Larsen RJ, Griffin S. Az élettel való elégedettség. J Pers Értékelés. (1985) 49: 71 – 5. doi: 10.1207 / s15327752jpa4901_13

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Hibell B, Guttormsson U, Ahlström S, Balakireva O, Bjarnason T, Kokkevi A, et al. Az 2011 ESPAD jelentés: Anyaghasználat az 36 európai országok diákjai körében: ESPAD (2012).
  2. Muthen LK, Muthen BO. Mplus 8. verzió felhasználói kézikönyv. Muthen & Muthen; Los Angeles, Kalifornia 2017.
  3. Selig JP, Kis TD. Autoregresszív és keresztirányban lemaradt elemzés a longitudinális adatokhoz. In: Laursen B, Little TD, Card NA, szerkesztők. Fejlesztési kutatási módszerek kézikönyve. New York, NY: Guilford Press (2012). o. 265-78.

Google Scholar

  1. Muthén LK, B. Muthén Regressziós elemzés, feltáró tényezők elemzése, megerősítő tényezők elemzése és strukturális egyenlet modellezése kategorikus, cenzúrázott és gróf eredményekhez. Los Angeles: Mplus rövid kurzusok (2 téma). (2009).

Google Scholar

  1. Lopez R, Dauvilliers Y, Jaussent I., Billieux J, Bayard S. Az impulzivitás többdimenziós megközelítése felnőttkori figyelemhiányos hiperaktivitás rendellenesség esetén. Psychiatry Res. (2015) 227: 290 – 5. doi: 10.1016 / j.psychres.2015.03.023

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. Yen JY, Liu TL, Wang PW, Chen CS, Yen CF, Ko CH. Az internetjáték-rendellenesség, a felnőttkori figyelemhiány és a hiperaktivitás-zavar közötti kapcsolat és ezek összefüggései: impulzivitás és ellenségeskedés. Addict Behav. (2017) 64: 308 – 13. doi: 10.1016 / j.addbeh.2016.04.024

PubMed Absztrakt | CrossRef teljes szöveg | Google Scholar

  1. van Emmerik-van Oortmerssen K., Vedel E, van den Brink W, Schoevers RA. Integrált kognitív viselkedésterápia a droghasználati rendellenességgel és a komorbid ADHD-vel szenvedő betegeknek: két eset bemutatása. Addict Behav. (2015) 45: 214 – 7. doi: 10.1016 / j.addbeh.2015.01.040

CrossRef teljes szöveg | Google Scholar