BMC pszichiátria. 2016; 16: 132.
Megjelent online 2016 május 10. doi: 10.1186/s12888-016-0836-3
PMCID: PMC4862221
Absztrakt
Háttér
Az 7 elem Game Addiction Scale (GAS) egy addiktív játékhasználat szűrésére szolgál. A felnőtt mintákban mind a kereszt-nyelvi validációra, mind a francia és a német validációra szükség van. A tanulmány célja a GAS francia és német változatának faktorszerkezete felnőttek körében történő felmérése.
Mód
Két minta francia (N = 3318) és német (N = 2665) Svájc nyelvi területeit a GAS-szel, a fő depresszió-nyilvántartással (MDI), a rövid szenzáció-kereső skálával és a Zuckerman-Kuhlman személyiség kérdőívvel (ZKPQ-50-cc) értékelték. Kannabisz- és alkoholfogyasztás szempontjából is felmérték őket.
Eredmények
A skála belső konzisztenciája kielégítő volt (Cronbach α = 0.85). Mindkét mintában egytényezős megoldást találtak. Kis és pozitív asszociációkat találtunk a GAS-pontszámok és az MDI, valamint a ZKPQ-50-cc neurotizmus-szorongás és agresszió-ellenséges alskálák között. Kicsi negatív asszociációt találtunk a ZKPQ-50-cc szociabilitás alskálán.
Következtetés
A GAS francia és német változatában megfelelő a felnőttkori játékfüggőség értékelésére.
Elektronikus kiegészítő anyag
A cikk online verziója (doi: 10.1186 / s12888-016-0836-3) kiegészítő anyagot tartalmaz, amely a jogosult felhasználók rendelkezésére áll.
Háttér
Az Internet kiterjesztése számos előnnyel jár, beleértve az üzleti, társadalmi, pszichológiai, tudományos és orvosi célokra történő felhasználását [1-9]. Komoly aggodalmakat vettek fel azonban az esetleges internetes és internetes játékfüggőségekkel kapcsolatban [10-15]. Az online játékok különös figyelmet fordítottak arra, hogy esetlegesen összekapcsolják a függőséget okozó használati modelleket egy felhasználói csoportban [16-18]. Számos tanulmány jelentett fontos összefüggéseket az internet- vagy játékfüggőség és a pszichiátriai konstrukciók vagy rendellenességek között [19], például a depresszió [20-22], szorongásos rendellenességek22, 23], figyelemhiányos zavar [21, 24], magányosság [25-27], introverzió, neurotika, impulzivitás [17, 18, 26, 28-31] és kábítószer-visszaélések32]. A túlzott internethasználatot ezenkívül társították a családi és társadalmi problémákhoz [33, 34].
Internetes játék zavar ”(IGD) [35] bevezetésre került a DSM-3 5 szakaszában, mint olyan körülmény, amely több klinikai kutatást és tapasztalatot igényel, mielőtt megvizsgálhatnák a formális rendellenességként való felvételét. A DSM-5 azt sugallja, hogy az IGD utalhat a szorongással vagy károsodással járó internetes játékok tartós és ismétlődő használatára egy minimális 12 hónapos időszakban.
Gyakran számoltak arról, hogy az internetes játék zavarai között szerepel a tartós internetes játékkal való foglalkoztatás, a játékokra fordított idő ellenőrzésének vagy csökkentésének nehézsége, az ellenőrzés elvesztésének negatív következményei (mások megtévesztése, konfliktus, társadalmi elszigeteltség és fáradtság, elvesztett kapcsolat vagy lehetőségek) ), érdeklődés elvesztése más tevékenységek iránt, az internetes játék használata diszforikus hangulat elkerülésére vagy enyhítésére, elvonulás és tolerancia [36-38].
Az internetes függőség fogalmának megjelenése óta [39] és az Internet Gaming Disorder, számos pszichometrikus intézkedést kidolgoztak [37, 39-43]. Az 7 elem Game Addiction Scale (GAS) egy ilyen rövid intézkedés. Ezt a skálát kifejezetten Lemmens és munkatársai fejlesztették ki. a serdülők közötti játékértékelés [44], és fogalmilag a kóros szerencsejáték kritériumain alapult a DSM negyedik kiadásában (DSM-IV). A GAS minden elemét az „Az elmúlt hat hónapban, milyen gyakran…” feljegyzés előzi meg, és egy 5-pont Likert skálán pontozza (1 = soha, 2 = ritkán, 3 = néha, 4 = gyakran és 5 = nagyon gyakran). Lemmens et al. [44] kétféle formátumot javasolt a játékfüggőség kimutatására: a monotetikus formátum (az összes elem pontozása az 3 felett van) és a politikus formátum (az 3 vagy annál magasabb pontszámú tételek legalább felének). Feltételezte, hogy a monotetikus formátum jobban becsülheti meg a függőség elterjedtségét, mint a politezus formátum [44].
Jó összefüggéseket találtunk a GAS pontszámai és a heti játékokra töltött idő között. A pontszámokat emellett korrelálták számos olyan játékkal, amelyet korábban a játékfüggőséghez kötöttek, mint például alacsonyabb élettel való elégedettség, alacsonyabb társadalmi kompetencia, magasabb magányosság és nagyobb agresszió [44]. A magasabb GAS-pontok a figyelmi torzításokkal és a játék-útmutatásokkal kapcsolatos további válasz-gátlásokkal kapcsolatos hibákhoz kapcsolódtak [45]. Az eredmények összhangban állnak számos tanulmánnyal, amelyek az impulzivitást és a specifikus reakcióképességet összekapcsolják más addiktív viselkedésekkel [46-48], Internet függőség [17, 29] vagy szerencsejátékokkal kapcsolatos rendellenességek [49]. Faktor elemzések azt mutatták, hogy a GAS egydimenziós [44, 50]. Más skálákhoz képest a GAS jobban lefedi az IGD kritériumokat a DSM-5-ben [35] (lásd még a 4. táblázatot) 1).
Meglepő módon a skála pszichometriai tulajdonságairól nem számoltak be a fiatal felnőttek körében, annak ellenére, hogy a játék széles körben elterjedt ebben a népességben [16], különösen a fiatal férfiak körében [25].
Jelen tanulmány fő célja az 7 elem GAS pszichometriai tulajdonságainak feltárása fiatal felnőtt férfiakban. A tanulmány másodlagos célja az volt, hogy a svájci különböző nyelvi régiókból - francia és németül beszélő - két mintát kereszt-validáljuk, és felmérjük a GAS invarianciáját vagy ekvivalencia tulajdonságát e két nyelvi csoportban.
Mód
A résztvevők és az eljárás
Az ebben a tanulmányban felhasznált adatok egy longitudinális tanulmányból származnak, amelyet a fiatal svájci férfiak körében használták az anyagok és a játékok használatának felmérését: Kohort tanulmány az anyaghasználat kockázati tényezőiről (C-SURF).
A jelen vizsgálatot, amelyet a C-SURF 15 / 07 számú kutatási protokollból állítottak ki, a Lausanne Egyetemi Orvostudományi Iskola Klinikai Kutatási Etikai Bizottsága hagyta jóvá.
Minden résztvevő írásbeli, írásbeli hozzájárulását adta a részvételhez.
A résztvevőket 2010 augusztusa és 2011 novembere között toborozták a hat nemzeti hadsereg toborzó központból háromba. Az egyik központ Lausanne-ban (francia nyelvterület), a másik kettő Windischben és Melsben (német nyelvterület) található. A toborzó központok az összes svájci francia ajkú kantont és a 21 svájci kantonból 26-et lefednek. A hadsereg behívása Svájcban kötelező, és így gyakorlatilag a megfelelő kantonok körülbelül 20 éves fiataljai vehettek részt a C-SURF vizsgálatban.
A tanulmányi toborzási időszak alatt 15,074 1,829 férfi jelentkezett a toborzási központokban. E potenciális résztvevők közül 12.1-et (XNUMX%) soha nem tájékoztattak a C-SURF-ről (rövid megbetegedés a megbeszélés időpontjában, a katonai személyzet nem tájékoztatta a tanulmányról), vagy véletlenszerűen kiválasztották őket egy másik folyamatban lévő vizsgálatba, az úgynevezett CH-X-be [51]. A CH-X egy ismételt keresztmetszeti felmérés, amelynek rögzített és kötelező ütemterve 90 perc a felvételi eljárásokon belül. Ezért a CH-X-ben való részvétel nem befolyásolta a beiskolázási eljárásainkat, amelyekre a hadsereg eljárásának megkezdése előtt került sor. Néhány esetben azonban a résztvevők már elmentek kitölteni a CH-X kérdőíveket, mielőtt tájékoztathattuk őket a vizsgálatunkról. Mivel megígértük, hogy nem avatkozunk be a hadsereg eljárásaiba, néhányukkal nem tudtunk kapcsolatba lépni. Legjobb tudomásunk szerint nem láthatunk olyan szisztematikus elfogultságot, amelyet ez a néhány, a CH-X követelmények miatt nem érintkező ember okozhatott. Ezek a férfiak nem jelentkeztek a kutató személyzetnél, és nem vehették fel őket. A tanulmányról tájékoztatott 13,245 87.9 (7,563%) férfi közül 57.1 (10%) írásos beleegyezését adta a részvételhez. Sajnos nincs információnk a beleegyezés elmaradásának indítékairól. Ennek egyik oka az lehet, hogy egy hosszú távú tanulmányra vonatkozó szerződés megkötése (a C-SURF-et XNUMX éves időtartamra tervezik) elriaszthat néhány egyént. A beleegyezők és a nem beleegyezők összehasonlítása [52] feltárta, hogy a nem egyetértők gyakrabban használták a szereket, mint a beleegyezők, de a különbségek gyakran nem voltak jelentősek, és néha ellentétes irányúak voltak (pl. a beleegyezők gyakrabban voltak alkoholfogyasztók, mint nem beleegyezők). A toborzási központokat csak a résztvevők beíratására használták; kérdőíveket küldtek magáncímekre, és biztosítottak a titoktartás, különösen a hadsereg vonatkozásában. Végül összesen 5,990 79.2 (3,320%) résztvevő töltötte ki az alap kérdőívet. Ebből a számból 2,670 francia és XNUMX német nyelvű volt.
Műszerek
Játékfüggőségi skála (GAS)
A skála angol változatát lefordították, majd francia és német nyelvre fordították vissza. Bevezető nyilatkozat a méretarányú tételek számára egyértelműen arra utasította a résztvevőket, hogy válaszoljanak a játék használatával kapcsolatban: „Most érdekli, hogy tudjuk, mennyi időt töltöttél a játékokra. Ide tartoznak az internetes számítógépes játékok vagy a konzolon található játékok ”(További fájl 1).
Lemmens et al. [44], azokat, akik mind a hét tételnél „néha” vagy annál többet szereztek, monotetikus játékosoknak („kóros játék”) határozták meg, és azokat, akik „néha” vagy annál többet szereztek a tárgyak legalább felén (a hét elem közül négy-hat) polietikus játékosoknak (túlzott játék) határoztak meg.
Az eredeti validációs vizsgálatban a .82 és a .87 közötti Cronbach-alfa-játékonysági skála nagy megbízhatóságáról számoltak be.44].
Súlyos depressziós leltár (MDI)
Az MDI-t használták az elmúlt két hét depressziós szintjének meghatározására [53, 54]. Ez egy önjelentő hangulati kérdőív. Hatpontból álló skálát használtunk „soha” (0) és „minden alkalommal” (5) értékre, és kiszámítottuk az összpontszámot. Az MDI diagnosztikai eszközként is használható algoritmusokkal, amelyek a DSM-IV-hez vagy a Mentális és Magatartási rendellenességek Nemzetközi Osztályozásához (ICD-10) vonatkoznak: depresszió nélkül, enyhe vagy közepes depresszió és súlyos depresszió.
A súlyos depresszió felmérésére vonatkozó korábbi tanulmányok azt mutatják, hogy az MDI jó megbízhatósággal és belső konzisztenciával rendelkezik (Cronbach-féle alfa-együttható: 0.94-ig), valamint jó érzékenységgel, specifikussággal és érvényességgel, mint egydimenziós depressziós súlyossági skála, megfelelő küszöbértékekkel [53, 55, 56].
Rövid szenzációs keresési skála (BSSS)
A BSSS [57] egy nyolc elemből álló skála, mindegyik elem ötpontos skálán van besorolva: „határozottan nem értek egyet” (1) és „erősen egyetértek” (5). A BSSS a következő dimenziókat foglalja magában: kaland, unalom, disinhibition és tapasztalatkeresés. A teljes pontszámot korábban a serdülőkből álló mintában a kábítószer-használat kockázatával társították [57].
Korábban beszámoltak a BSSS megfelelő belső konzisztenciájáról (Cronbach-féle alfa-együttható: 0.74) [57].
A Zuckerman-Kuhlman személyiség kérdőív (ZKPQ-50-cc)
A ZKPQ-50-cc a személyiség különféle aspektusait értékeli [58]. Három alskála, amelyek mindegyike 10 elemeket tartalmazott, felhasználta a neurotizmus / szorongás, a szocialitás és az agresszió / ellenség értékelésére. A résztvevők jelezték, hogy egyetértenek-e vagy nem értenek egyet az egyes állításokkal. Az egyes alskálákra kiszámítottuk az átlagértéket. Más tanulmányok kimutatták a neurotizmus / szorongás és agresszió / ellenség hozzájárulását az internetes függőséghez [59]. A ZKPQ-50-cc kielégítő pszichometriai és kultúrák közötti tulajdonságokat mutatott, ideértve a megfelelő megbízhatóságot az alskálák és az országok között (Cronbach-féle alfa-együttható az 0.70-ig) [58].
Anyaghasználat kérdőívei
Az alkoholfogyasztást 12 hónapos időkereten belül értékelték (5. táblázat) 2). Ennek megfelelően kiszámítottuk az alkoholfogyasztás gyakoriságát (egy vagy több alkalommal hat szokásos ital) és a hét (hétfőtől csütörtökig) ivási napok gyakoriságát. Az alkoholfogyasztás kezdetének korát (az első részvétel) az alkohollal és más kábítószerekkel foglalkozó európai iskolai felmérési projekt [60]. A kannabisz használatát a következőkre vonatkozó kérdésekkel értékelték: a kannabisz használatának kezdete, a kannabisz első „magas” kora, valamint a kannabiszhasználat és az alkalmazás gyakorisága az elmúlt 12 hónapban.
statisztikai elemzések
Ebben a tanulmányban az SPSS 18.0 és az AMOS 19.0 (Moment Structures Analysis; SPSS Inc., Chicago, IL) szoftverprogramokat használtuk. Először kiszámoltuk a résztvevők jellemzőit. A belső konzisztenciát, azaz azt, hogy a GAS-elemek milyen mértékben kapcsolódnak egymáshoz, ezután Cronbach-féle együtthatóval mértük. Streiner és Norman [61] azt sugallják, hogy az alfa legyen az 0.70 felett, de nem sokkal magasabb, mint az 0.90.
Ezután felfedező tényező analíziseket (EFA) használtak a skála tényező stabilitásának felmérésére, amelyet Lemmens és mások igazoltak [44]. A tényezők számát a korrelációs mátrixon végzett Velicer minimális átlagos parciális (MAP) teszttel vontuk ki [62]. Ezt a számot ezután párhuzamos elemzésekkel megerősítettük. Párhuzamos elemzések során a hangsúly azon elemek számára koncentrál, amelyek nagyobb eltérést mutatnak, mint a véletlenszerű adatokból származó komponensek, míg a MAP teszt során a hangsúly a szisztematikus és szisztematikus variancia relatív mennyiségére vonatkozik, amely a korrelációs mátrixban marad az extrakciók után egyre több alkatrész63].
Noha az EFA megfelelőbb az újonnan kidolgozott kérdőívekhez, nem ritka, ha azt egy újbóli validálási folyamatban is felhasználják, amikor egy másik mintából vagy egy másik populációból gyűjtik az adatokat. Az EFA itt a tényezők stabilitásának értékelésére szolgált a két nyelvi régióban, mivel ez alapvető előfeltétele annak, hogy tovább vizsgáljuk az eszköz egyenértékűségét a különböző alcsoportok között.
A többcsoportos invariancia meghatározásához a Jöreskog munkáját követve a szerkezeti egyenlet modellezésében (SEM) leírt eljárást alkalmaztuk [64]. A csoport ekvivalencia tesztelésekor szokásos megerősítő faktor analízis (CFA) modelleket alkalmazni, ez a módszer a SEM általános osztálya. A kutatási kérdéstől függően a csoport-ekvivalencia keresése teszt-sorozatot vonhat maga után, a következő korlátozott sorrendben: konfigural ekvivalencia, mérési ekvivalencia és szerkezeti ekvivalencia. A konfigural invariancia tesztelés arra összpontosít, hogy a faktorok száma és szerkezetének mintázata milyen hasonló a csoportok között. Érdemes megjegyezni, hogy a megfelelő alapmodellt minden egyes csoporthoz külön meg kell határozni, amelyre a konfiguralizált modell származik. Másrészt, a mérés és a szerkezeti invariancia tesztelésekor az érdeklődés elsősorban arra koncentrál, hogy a modell mérési paraméterei és a szerkezeti komponensek milyen mértékben egyenértékűek a csoportok között [65, 66]. Mivel kutatási kérdéseink a csoportok közötti mérési egyenértékűségre vonatkoznak, a statisztikai elemzések a konfigural invarianciára és a tényezőterhelések invarianciájára összpontosítanak a két nyelvi régióban.
A modell illesztésének értékelése
A modellek megfelelőségét különféle mutatók segítségével vizsgáljuk, az alábbiakban leírtak szerint [67].
- A χ2 a szabadság fokához (χ2/ Df). Számos kutató javasolta ennek az aránynak az alkalmazhatóságának mérésére szolgáló eszközként való alkalmazását χ2 teszt statisztika. Ezek a problémák magukban foglalják többek között a feltételezések megsértését, a modell összetettségét és a minta méretétől való függést. Az 2-nél alacsony arányok ésszerű illeszkedést jeleznek.
- Az összehasonlító illeszkedési index (CFI). A CFI 0-től 1-ig terjed, a magasabb értékek a jobb illeszkedést jelzik. Egy hüvelykujjszabály az, hogy az 0.95-nél nagyobb értékeket jó illeszkedésként lehet értelmezni, míg az 0.90 és 0.95 közötti értékek a függetlenségi modellhez viszonyított elfogadható illeszkedést jelzik.
- A közelítés négyzetértékének középértéke (RMSEA). Ez a populációban való hozzávetőleges illeszkedés mértéke, ezért aggódik a közelítés miatti eltérések miatt. Az RMSEA értéke 0 alá van korlátozva. A 0.05-nél kisebb vagy egyenlő RMSEA-értékek jó illeszkedésnek, 0.05 és 0.08 közötti elfogadható illeszkedésnek és 0.8-nál nagyobb közepes illeszkedésnek tekinthetők, míg a> 0.10 értékek nem elfogadhatók.
A fitnesz-statisztikák változásait szintén megvizsgálták a különféle modellek közötti különbségek kimutatása érdekében. Jelentős különbség a χ2 a beágyazott modellek közötti értékek azt jelentik, hogy az egyenlőségi korlátozások nem érvényesek a csoportok között.
A GAS elemek rend szerinti skálán mért grafikus ábrázolása azt mutatja, hogy a normalitási feltételezés nem érvényesíthető. Következésképpen az aszimptotikus eloszlástól mentes becslés a maximális valószínűség becslés helyett jó stratégia a nem rendesen eloszlott adatok SEM elemzésekbe történő beillesztésére.
Végül, az egyidejű érvényesség vizsgálatát úgy végeztük, hogy a teljes GAS-értéket összekapcsoltuk az MDI pontszámaival [53]; a BSSS [57]; valamint a ZKPQ-50-cc neurotizmus, szorongás, szocialitás és agresszió-ellenséges alskálák [58]. Megvizsgáltuk azt is, hogy mennyire erős a skála az alkohollal és a kannabisz-használatgal kapcsolatos egyéb intézkedésekkel. Cohen hüvelykujjszabálya szerint az 0.5-nél nagyobb korreláció nagy, az 0.5-0.3 mértéke mérsékelt, az 03 – 0.1 kicsi, az 0.1nél kevesebb pedig triviális [68].
Hiányzó értékek
A GAS hiányzó értékeit a meleg fedélzeti imputálási módszerrel kezeltük, amelyben minden hiányzó értéket egy hasonló egység megfigyelt válaszával váltottunk fel, mindkét eset megfigyelt jellemzői tekintetében [69]. Tanulmányunkban a BSSS-t választottuk „fedélzeti változónak”, mivel ez kevés vagy hiányzó adatot tartalmaz [70]. T. van der Weegen által az SPSS felhasználók számára egy hot deck imputációs makrót használtunk, amely letölthető a következő weboldalról: http://www.spsstools.net/SampleSyntax.htm.
A minta méretével kapcsolatos megfontolások
A minta mérete fontos szerepet játszik az elfogulatlan paraméterbecslések és a pontos modellel kapcsolatos információk biztosításában. Bentler és Chou után [71], aki legalább az alanyok 5: 1 arányát javasolta a normál és ellipszis eloszlású változókhoz, úgy tűnik, hogy a kutatók között általános egyetértés van ennek az aránynak az elfogadásában. A kategorikus vagy nem normálisan eloszlott változókhoz, mint például a jelen esetben, nagyobb mintákra van szükség, mint a folyamatos vagy normálisan elosztott változókhoz. Az ilyen eloszlástípushoz ajánlott a változónkénti legalább 10 alanyok aránya [72]. A jelen tanulmányban szereplő minta teljesíti ezt a követelményt.
Eredmények
Az eredetileg rögzített 5,990 42 megfigyelés közül 0.7 résztvevő esetében hiányoztak a GAS-adatok (35%). A forró fedélzeti imputáció használata 7-nek sikeresen beszámította az adatokat, így is 5,983 eset maradt hiányos. Ezután elemezték az 3,318 2,665 válaszadó (20.0, francia és 1.2 német ajkú) végső mintanagyságát. A résztvevők átlagos életkora 10.6 év volt (SD = 8.1). Ennek a végső mintának a francia válaszadók 2.3% -át és a német XNUMX% -át polietetikus felhasználóknak, míg az egyes csoportok válaszadóinak XNUMX% -át monotetikus felhasználóknak sorolták. Az egyes nyelvi régiók jellemzőit az XNUMX. Táblázat tartalmazza 2.
Francia nyelvű közösség
A GAS belső konzisztenciája jó volt, amit a Cronbach 0.86 együtthatója tükröz. Az EFA Velicer MAP tesztje egy tényezőjű megoldást javasolt. Ezt a megállapítást párhuzamos elemzés is sikeresen megerősítette. Ezt az egytényezős modellt azután az CFOS-ban, az AMOS segítségével értékelték. A módosítási indexek és a szokatlan szabványosított maradványok alapján, amelyek felvetették a hat hibavariáció korrelációját, egy jól felszerelt modellt hoztunk létre, amely jól illeszkedik a függetlenségi modellhez képest (χ2/ df = 2.6, CFI = 0.99, RMSEA = 0.02).
Német nyelvű közösség
A skála belső konzisztenciája kielégítő volt (Cronbach α = 0.85). Egytényezős megoldást találtak az EFA-ban is a Velicer MAP által, és ezt párhuzamos elemzés is megerősítette. Ugyanezt az útmodellt használták a francia nyelvű csoport értékeléséhez a német nyelvű csoportra. Ez a modell rosszabb teljesítménnyel működött, de mégis elfogadható illeszkedési értékeket adott (χ2/ df = 5.9, CFI = 0.94, RMSEA = 0.04).
Többcsoportos elemzés
Konfigurális ekvivalencia tesztelése
Miután meghatároztuk az egyes csoportok számára jól illeszkedő modellt, megvizsgáltuk a konfigural ekvivalenciát, amelyben ugyanazokat a paramétereket újra becsüljük meg egy többcsoportos modellben. Más szavakkal, a paramétereket mindkét csoportra becsülték meg egyszerre. A többcsoportos modellhez kapcsolódó eredmények feltárták a χ2 91.53 értéke 17 szabadságfokkal. A CFI és RMSEA értékek 0.97 és 0.02 voltak, elfogadható illesztést biztosítva. Ezek az értékek azok az alapértékek, amelyekkel összehasonlítottuk az összes későbbi invarianciatesztet.
Faktoros mérési egyenértékűség vizsgálata
Az összes terhelést tartalmazó modell (a tényező-terhelések csoportonként jelennek meg a 3. táblázatban) 3) csoportok közötti egyenlőségre szorítják. Az e korlátozott kétcsoportos modellhez kapcsolódó fitnesz-statisztikákat a táblázat tartalmazza 4 (második bejegyzés). A korlátozott modell invarianciájának tesztelése során összehasonlítottuk a modellt χ2 114.59 értéke 23 szabadságfokkal, a nem korlátozott modell értékével (χ2(17) = 91.53). Ez az összehasonlítás a χ2 különbség (Δχ2) az 23.06 6 szabadsági fokával, ami statisztikailag szignifikáns (p = 0.001). Ezért az összes tényezőterhelés egyenlőségi korlátozását elutasították. Tekintettel a teljes faktoriális invariancia elutasítására, folytattuk annak ellenőrzését, hogy a terhelés milyen tényezők voltak eltérőek. Mivel kiderült, hogy a faktor-betöltési paraméterek invariánsak az egyes csoportok között, az általuk meghatározott egyenlőségi korlátok kumulatív módon fennmaradtak az invarianciavizsgálati folyamat hátralévő részében [73]. Először is, ha a toleranciaelem tényezőterhelését egyenlőnek kell lenni a csoportok között, nem szignifikáns eredményeket kaptunk, ami azt sugallja, hogy egyenlők. Az azonosítás céljából a Salience elem betöltése már korlátozott volt, hogy mindkét csoportban figyelembe vegyék az 1 értékét. Ezután az egyenlőségi korlátozás megtartása és az esélyegyenlőségi korlátozás hozzáadása a hangulatmódosításhoz továbbra is nem szignifikáns χ2 értékeket. Ez addig folytatódott, amíg el nem értük a Visszavonást, ahol jelentős volt χ2 Az eredmények a két csoport közötti egyenlőtlenségre utaltak. A teszteket megismételtük a konfliktusok és problémák vonatkozásában, amelyek szintén nem voltak szignifikánsak. A részletes eljárást a 2. táblázat mutatja 4. Megállapítást nyert, hogy a megvonás kivételével az összes megfigyelt intézkedés mindkét nyelvi régióban azonos módon működik.
Korrelációs elemzés a francia nyelvű közösségben
A GAS és más hasonló konstrukciók egyidejű érvényességének feltárására korrelációs elemzést használtunk. Ahogy a 2. táblázatban látható 5, a GAS asszociációja az MDI összpontszámmal és a ZKPQ-50-cc szorongás alskálával kicsi volt (ρ = 0.27 és ρ = 0.24), és a GAS asszociációja a ZKPQ-50-cc szocialitási alskálával kicsi volt, és negatív (ρ = −0.20). A többi értékelési intézkedéssel való összefüggéseket triviálisnak tekintették.
Korrelációs elemzés a német nyelvű közösségben
Ahogy a 2. táblázatban látható 6, a GAS asszociációja az MDI-vel és a ZKPQ-50-cc Anxiety alskálával kicsi volt (ρ = 0.24 és ρ = 0.23). Ez az asszociáció kisebb volt a ZKPQ-50-cc Aggresszivitás alskálával (ρ = 0.15) és a Szociabilitás alskálával (ρ = - 0.10).
Megbeszélés
Jelen tanulmány elsőként értékeli tudásunk szerint az 7 tétel GAS pszichometriai jellemzőit a francia és német nyelvű felnőtt férfiak reprezentatív mintáiban.
A fő megállapítás az, hogy az 7 elem GAS egytényezős modellje jó pszichometriai tulajdonságokkal rendelkezik, és mindkét mintában jól illeszkedik az adatokhoz. Az eredmények összhangban állnak számos korábbi megállapítással [44, 50], és lehetővé teszik azok kiterjesztését felnőttek számára. [74, 75].
Ezenkívül az összes megfigyelt intézkedésnek a visszavonás kivételével mindkét nyelvi régióban azonos módon működtek. Ez növeli a skála többnyelvű érvényességét. A visszavonással kapcsolatos elemhez kapcsolódó gyengeség oka ennek a fogalomnak a pontosságának hiánya lehet, amikor azt a játékra alkalmazzák [36]. A csoportok közötti különbségeket is jelezheti az alapul szolgáló konstrukcióban. Ez a hipotézis azonban nem áll fenn, mivel ezek a különbségek nem tükröződnek a tényezőterhelések nagyságrendjében, amelyek értékei hasonlóak (0.65 vs. 0.71). A kapcsolódó elem francia és német fordítása közötti eltérések magyarázhatják ezt a különbséget. Miután ezt még egyszer megvitattuk kétnyelvű egyénekkel, nem találunk jelentős eltéréseket a használt szavak értelmében. Bár ez a legnagyobb különbség a tényezőterhelésekben, a többihez képest továbbra is marginális (0.06 abszolút értékben). Ennélfogva az egyetlen lehetséges magyarázat az, hogy a χ2 a megfigyelt statisztikákat minden valószínűség szerint a szinte 6,000 egyének nagy mintája okozza.
A játékkal és az internethasználattal kapcsolatos számos tanulmánynak megfelelően [19, 21, 76], összefüggést találtak a depressziós tünetek és a GAS-pontszámok között. Ezenkívül kicsi összefüggést találtak a GAS-pontszámok, valamint a ZKPQ-50-cc mind a neurotizmus-szorongás dimenzió, mind az agresszió-ellenséges alskála között. Ezek az összefüggések összhangban vannak az anyaghasználattal kapcsolatos függőségekkel kapcsolatos megállapításokkal [77, 78], és összhangban állnak más internetes vagy játékfüggőséggel kapcsolatos tanulmányokkal [59, 79]. Sőt, mint más tanulmányokban [79], negatív asszociációt találtunk a Szocialitás al skálán. Úgy tűnik, hogy ez összhangban áll más tanulmányok eredményeivel, amelyek kimutatták a magány és az alacsony társadalmi kompetencia közötti kapcsolatot a játékfüggőséggel [25, 80].
Ez a tanulmány nem mutatott összefüggést a GAS pontszámok és az szenzációkeresés között. Ez a megállapítás ellentmond a többi tanulmány eredményeinek [81]. Egyes kutatók kimutatták, hogy az szenzációs keresés az extraverzióval kapcsolatos [58]. Úgy tűnik azonban, hogy a játék- és internetes függőségek inkább az introverzióhoz, mint az extraverzióhoz kapcsolódnak [82], és így valószínű, hogy a szenzációkeresést itt nem társították a GAS-pontszámokhoz. Hasonlóképpen, ellentétben számos korábbi tanulmány megállapításaival [19, 26, 32, 83], a jelen tanulmány nem mutatott összefüggést az alkohol vagy a kannabisz használatával. Ezeket a társulásokat valószínűleg a konkrét előnyben részesített online tevékenység közvetítette, és tevékenységekenként eltérő lehet [84].
Mivel a résztvevők összességében 2.3% -át monotetikus felhasználóknak, további 9.5% -át pedig polietetikus felhasználóknak (túlzott felhasználók) sorolták, ebben a tanulmányban a prevalencia aránya összehasonlítható az eredeti GAS-tanulmányban megállapítottakkal [44] és számos más svájci és európai tanulmányban [85-89]. Kissé alacsonyabban [90, 91] vagy magasabb prevalenciaszám [12, 92] azonban más tanulmányokban is beszámoltak. A különbségek valószínűleg annak következményei, hogy az értékelési eszközök, a vizsgált populáció, a polietikus osztályozás és a javasolt küszöbök különbségeket mutatnak [12].
A vizsgálatnak számos erőssége van, például egy fiatal férfiak reprezentatív mintájának felvétele és magas válaszadási arány. Ez egy lehetséges előnye az online toborzási alapú tanulmányokban ismertetett önválasztási elfogultság szempontjából [93]. További fontos erő két különböző és nagy nyelvészeti minta beépítése. A tanulmány gyengeségei között szerepel a nők hiánya a jelenlegi mintákban, valamint a résztvevők konkrét játéktevékenységeinek egyidejű értékelésének hiánya. A különféle játékok és más, az internettel kapcsolatos viselkedés értékeléséhez további GAS-tanulmányokra lehet szükség.
Következtetés
Az 7 elem GAS érdekes értékelési eszköznek tűnik. Ez a skála, amelyet korábban serdülőkori mintákhoz használt, úgy tűnik, hogy megfelelő a felnőtt mintákra, és jó pszichometriai tulajdonságokkal rendelkezik francia és német változatában.
Etikai jóváhagyás és részvételi hozzájárulás
A 15/07-es számú C-SURF kutatási protokoll alapján kiadott tanulmányt a Lausanne-i Egyetem Orvostudományi Karának Klinikai Kutatási Etikai Bizottsága hagyta jóvá. Minden résztvevő írásos beleegyezését adta a vizsgálatban való részvételhez.
Beleegyezés a közzétételhez
Nem alkalmazható.
Az adatok és az anyagok elérhetősége
Az utolsó szerző, Gerhard Gmel kérésére elérhető: [e-mail védett].
Köszönetnyilvánítás
A finanszírozási forráshoz.
Finanszírozás
A tanulmány finanszírozását a Svájci Nemzeti Tudományos Alapítvány nyújtotta (FN 33CSC0-122679 és FN 33CS30-139467).
Rövidítések
| BssSI | rövid szenzációs kereső skála |
| CFA | megerősítő faktor analízis |
| CFI | összehasonlító illeszkedési index |
| C-SURF | kohorsz tanulmány az anyaghasználat kockázati tényezőiről |
| DSM-IV | mentális rendellenességek diagnosztikai statisztikai kézikönyve, negyedik kiadás |
| Az esszenciális zsírsavak | feltáró tényezők elemzése |
| GAS | játékfüggőség skála |
| ICD-10 | a mentális és viselkedési rendellenességek nemzetközi osztályozása |
| MAP | a velicer minimális átlagos részleges tesztje |
| MDI | súlyos depressziós leltár |
| RMSEA | a közelítés négyzet középértékének hibája |
| SEM | szerkezeti egyenlet modellezése |
| ZKPQ-50 köbcentiméteres | Zuckerman-Kuhlman személyiségi kérdőív |
Lábjegyzetek
Érdekütközés
A szerzők kijelentik, hogy nincs versengő érdekeik.
Szerzők hozzájárulása
A GG megszervezte az eredeti vizsgálatot, és jelentősen hozzájárult a koncepció kidolgozásához, megtervezéséhez és az adatgyűjtéshez. A YK, a GG és a DZ hozzájárult a jelen cikk kialakításához, és jelentősen hozzájárult a jelenlegi tanulmány elképzeléséhez. YK elkészítette a kéziratot. Az AC elvégezte a statisztikai elemzést és elkészítette a kéziratot. GG, SR, DZ, SA és GT hozzájárultak a kézirat elkészítéséhez. A GG, SR, DZ, SA és GT részt vett a kézirat kritikus felülvizsgálatában a fontos szellemi elégedettség szempontjából. Minden szerző részt vett az adatok értelmezésében, a cikk elkészítésében és felülvizsgálatában. Minden szerző elolvasta és jóváhagyta a végső kéziratot.
Referenciák
;