(CAUSA) Associazioni bidirezionali tra disturbo da gioco auto-riferito e disordine da deficit di attenzione per adulti e iperattività: prove di un campione di giovani uomini svizzeri (2018)

Davanti. Psichiatria, 11 dicembre 2018 | https://doi.org/10.3389/fpsyt.2018.00649

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

  • 1Centro per il trattamento dell'alcol, ospedale universitario di Losanna / CHUV, Losanna, Svizzera
  • 2Dipendenza Svizzera, Losanna, Svizzera
  • 3Centro per la dipendenza e la salute mentale, Toronto, ON, Canada
  • 4Dipartimento di salute e scienze sociali, Università dell'Inghilterra occidentale, Frenchay, Bristol, Regno Unito

Sfondo: È stato dimostrato che il disturbo del gioco (GD) co-si verifica con il disturbo da deficit di attenzione e iperattività (ADHD), tuttavia pochi studi hanno studiato le loro associazioni longitudinali.

Metodo: Il campione includeva i giovani svizzeri 5,067 (l'età media era 20 anni a onda 1 e 25 anni a onda 3). Le misure sono state la scala della dipendenza da gioco e la scala di auto-report per adulti ADHD (screener di oggetti 6). Le associazioni longitudinali sono state testate utilizzando modelli cross-lagged autoregressivi per misure binarie di GD e ADHD, nonché misure continue per il punteggio GD e sottoscale di disattenzione e iperattività dell'ADHD.

risultati: ADHD all'età 20 aumenta il rischio di GD all'età 25 (probit = 0.066 [0.023, 0.109]; p = 0.003). GD all'età 20 ha anche aumentato il rischio di ADHD a onda 3 (probit = 0.058 [0.013, 0.102]; p = 0.011). Solo la sottoscala di disattenzione ADHD mostrava una relazione longitudinale bidirezionale con il punteggio GD (Beta standardizzata dalla disattenzione all'età 20 al punteggio GD all'età 25: 0.090 [0.056, 0.124]; p <0.001; dal punteggio GD all'età di 20 anni alla disattenzione all'età di 25 anni: 0.044 [0.016, 0.071]; p = 0.002), mentre le associazioni tra la sottoscala di iperattività e GD non erano significative.

Discussione: GD aveva associazioni longitudinali bidirezionali con l'ADHD, nel senso che l'ADHD aumentava il rischio di GD e GD aumentava il rischio di ADHD e potevano rafforzarsi a vicenda. Queste associazioni possono essere collegate più al componente di disordine ADHD che al componente ADHD di iperattività. Gli individui con ADHD o GD dovrebbero essere sottoposti a screening per l'altro disturbo e le misure preventive per la GD dovrebbero essere valutate in soggetti con ADHD.

Introduzione

Disordine di gioco

I videogiochi sono un'attività diffusa tra i giovani uomini. Sebbene il gioco sia un'attività ricreativa senza problemi come molti altri per la maggior parte delle persone (1), causa problemi ad alcuni, con il risultato di un disturbo del gioco (GD), per il quale le stime di prevalenza nei sondaggi di popolazione generale rappresentativi a livello nazionale di adolescenti europei variano da circa 1 a 5% (2-4). I tassi di prevalenza potrebbero essere più alti nei paesi asiatici (4, 5). La GD è più frequente nei gruppi di età e uomini più giovani (3, 4, 6). GD è stato definito come un uso eccessivo e compulsivo dei videogiochi con conseguenti problemi sociali e / o emotivi (7). È stato anche associato a diversi problemi di salute mentale come depressione maggiore, disturbo da deficit di attenzione e iperattività (ADHD), ansia e fobia / ansia sociale (8, 9). C'è qualche polemica sul fatto che la GD debba essere etichettata come una dipendenza / disturbo comportamentale (cioè non-sostanza) (10-12). Non è incluso come tale nell'attuale quinta edizione del Manuale diagnostico e statistico dei disturbi mentali (DSM-5) (13). Tuttavia, un sottotipo GD, vale a dire il disturbo del gioco su Internet, è allo studio per l'inclusione come disturbo psichiatrico nel DSM-5. GD non è incluso nell'attuale classificazione internazionale delle malattie (ICD-10), ma sarà incluso come "disturbo del gioco" nel prossimo ICD-11 (14), senza il prefisso "internet", a differenza di DSM-5. Termini diversi sono in uso per "disturbo del gioco", in particolare "dipendenza da gioco" o "gioco d'azzardo problematico". Il termine "disturbo del gioco" è usato qui perché il suo uso nel DSM-5 e ICD-11 è probabile che lo faccia al massimo termine popolare in futuro. Il presente studio indaga longitudinalmente come la GD è associata ad un altro disturbo comune nei giovani uomini, cioè l'ADHD.

Disturbo da deficit di attenzione e iperattività (ADHD)

L'ADHD è classificato come un disturbo dello sviluppo neurologico. È caratterizzato da due componenti: disattenzione (ad esempio, spesso distratto) e iperattività (ad esempio, la voglia di muoversi) (13). I tassi di prevalenza dell'ADHD nei bambini in età scolare variano da circa 5 a 7% (15). Tuttavia, alcuni studi hanno dimostrato che i sintomi dell'ADHD possono persistere nell'età adulta in circa uno o due terzi dei casi e che l'ADHD può interessare fino a 2.5 fino al 5% della popolazione generale (15). Non trattato, l'ADHD è associato a problemi comportamentali, emotivi, sociali, accademici e professionali (15). Inoltre, l'ADHD è stato anche trovato correlato a problemi di salute mentale e disturbi da dipendenza (16-20), nonché con minore soddisfazione di vita (21).

ADHD e giochi

C'è stata relativamente poca ricerca sul legame tra GD e ADHD. Ciò è in parte dovuto al fatto che prima che il DSM-5 includesse internet GD come condizione per ulteriori studi, in 2013, Internet GD era spesso studiato insieme alla dipendenza da Internet e solo successivamente come condizione indipendente (22). In una recente recensione, González-Bueso e Santamaría (8) hanno identificato otto studi che hanno studiato il legame tra disturbo del gioco su Internet e l'ADHD in particolare, di cui sette (85%) hanno riportato un'associazione significativa, quattro di questi hanno riportato una dimensione dell'effetto di grandi dimensioni (OR ≥ 4.25). L'unico studio longitudinale (23) incluso nella loro revisione non riportava alcuna associazione tra GD e ADHD. Una recensione precedente ha trovato anche queste associazioni (22). Uno studio longitudinale più recente su un campione di adolescenti (con adolescenti ad alto rischio di GD sovracampionato), non incluso nelle revisioni precedenti, ha rilevato che l'iperattività / disattenzione riferita dai genitori prevedeva l'auto-segnalazione di Internet GD 1 più tardi, ma autonomamente -reported internet GD non ha significativamente predetto l'iperattività / disattenzione riferita dai genitori 1 anno dopo (24).

Per quanto riguarda le associazioni con le sottoscale di disattenzione e iperattività dell'ADHD, un altro studio recente ha riportato che i problemi di attenzione (è stata misurata solo la sottoscala di disattenzione) negli adolescenti predicevano Internet GD 1 anno dopo (25). Uno studio trasversale su 205 adulti ha anche scoperto che la GD era collegata solo alla sottoscala di disattenzione dell'ADHD e non alla sua sottoscala di iperattività (26). Al contrario, uno studio su bambini piccoli (27) ha rilevato che la sottoscala di disattenzione era più fortemente associata a GD nelle ragazze, mentre la sottoscala di iperattività era più fortemente associata a GD nei ragazzi.

Diverse teorie sono state proposte per il collegamento tra ADHD e GD. Ad esempio, il "modello di stimolazione ottimale" propone che le persone con ADHD abbiano una soglia più alta per raggiungere un livello accettabile di eccitazione e le rapide stimolazioni visive e acustiche nei giochi per computer che richiedono risposte motorie veloci possono essere un modo per raggiungere questo livello (27). Un'altra teoria, la "teoria dell'avversione al ritardo" suggerisce che le persone con ADHD preferiscono ricompense immediate più piccole rispetto a ricompense ritardate più grandi, ei giochi per computer possono fornire ricompense così immediate e continue (27). Inoltre, le persone con ADHD possono soffrire di una sindrome da deficit di ricompensa con carenze nella neurotrasmissione della dopamina: i videogiochi con conseguente rilascio significativo di dopamina possono, quindi, essere un modo per far fronte a questa mancanza di ricompensa (28). Lo stesso meccanismo può anche spiegare l'elevata comorbilità tra ADHD e disturbi da uso di sostanze (SUD). Panagiotidi (26) ha anche proposto che il gioco possa migliorare l'attenzione visiva, che tende a essere compromessa nelle persone con ADHD, che potrebbero quindi giocare come mezzo per contrastare questo deficit. In effetti, una recente recensione (3) ha trovato un'associazione tra videogiochi e attenzione visiva, tuttavia questa associazione era piuttosto piccola e non è ancora stata stabilita una relazione causale. Tuttavia, mentre esistono alcune teorie che spiegano il legame tra GD e ADHD, al momento manca una prova empirica a supporto di queste teorie, e rimane possibile che non vi sia alcun nesso causale tra ADHD e GD.

La maggior parte delle spiegazioni e ricerche si sono concentrate su come l'ADHD conduce a GD, sebbene siano state anche proposte alcune spiegazioni per una relazione nella direzione opposta. In particolare, i sintomi dell'ADHD possono rendere i giochi più attraenti, mentre l'aumento dei giochi può, a sua volta, esacerbare i sintomi dell'ADHD "fornendo un'attività che rafforza continuamente l'esatta disinibizione, rapidità di risposta, bisogno di ricompensa immediata e disattenzione che sono aree di preoccupazione" (29). Uno studio tra bambini e adolescenti (30) ha dimostrato che una maggiore esposizione televisiva e di videogiochi (ore trascorse a giocare o guardare la televisione) è stata associata a problemi di attenzione maggiore 13 mesi dopo, anche quando era controllata per problemi di attenzione precedenti. Un altro studio (31) hanno anche trovato associazioni bidirezionali tra l'esposizione ai videogiochi e problemi di attenzione, suggerendo che i bambini con problemi di attenzione possono trascorrere più tempo a giocare, il che può aumentare i loro successivi problemi di attenzione. Gli autori hanno anche suggerito che i media su schermo elettronico, ad esempio i videogiochi, in particolare quelli che coinvolgono la violenza, possono essere molto eccitanti e, nel tempo, aumentare la soglia di un individuo per un livello di stimolazione desiderato, il che può quindi portare a problemi di concentrazione su attività meno eccitanti come il lavoro o lo studio (l '"ipotesi dell'eccitazione") (31). Un'ipotesi alternativa, l '"ipotesi di spostamento", presuppone che le persone che trascorrono molto tempo a giocare trascorrono meno tempo con attività cognitive e fisiche più appropriate che possono migliorare la loro capacità di concentrazione (27, 31).

Obiettivi

Questo studio mirava a riesaminare l'associazione tra GD e ADHD in un campione longitudinale di giovani uomini svizzeri. Abbiamo prima esaminato se i nostri dati confermassero le associazioni trasversali tra GD e ADHD e le sottoscale ADHD di disattenzione e iperattività. In una seconda fase, abbiamo testato le associazioni longitudinali tra GD e ADHD utilizzando un modello autoregressivo cross-lagged (ARCL). Il modello ha esaminato se l'ADHD all'età di 20 anni fosse associato a GD all'età di 25 anni, se il GD all'età di 20 anni fosse associato all'ADHD a 25 o se esistessero associazioni bidirezionali tra GD e ADHD. Abbiamo anche testato GD per associazioni longitudinali con le sottoscale di disattenzione e iperattività dell'ADHD. In una terza fase, abbiamo testato se i partecipanti con ADHD e GD all'onda 1 (a circa 20 anni) hanno avuto esiti peggiori con entrambi questi disturbi all'onda 3 (circa 25 anni) rispetto ai partecipanti con solo GD o solo ADHD, poiché così come molti altri risultati potenzialmente associati con ADHD o GD, vale a dire depressione maggiore, salute mentale, soddisfazione di vita e scarso rendimento al lavoro oa scuola.

Metodi

Campione

Il campione deriva dallo studio di coorte sui fattori di rischio per l'uso di sostanze (C-SURF; www.c-surf.ch). Questo studio segue un ampio campione di giovani svizzeri reclutati nella tarda adolescenza fino alla loro età adulta, con punti di misurazione all'età di circa 20, 21 e 25 anni, con più onde di misurazione nella pianificazione. L'obiettivo principale dello studio è valutare modelli, traiettorie e fattori di rischio o protettivi associati all'uso di sostanze e comportamenti non correlati alla sostanza in questi giovani uomini (32, 33).

L'arruolamento per la valutazione di base è avvenuto tra agosto 2010 e novembre 2011 in tre dei sei centri nazionali di reclutamento dell'esercito svizzero, situati a Losanna, Windisch e Mels (che coprono 21 dai cantoni 26 svizzeri), durante la procedura di assunzione per il servizio militare. Queste procedure sono obbligatorie per tutti i giovani svizzeri all'età di 20, quindi il campionamento in questa occasione ha il vantaggio di coprire la maggior parte dei giovani di quella coorte. Le risposte ai questionari erano indipendenti dalle procedure dell'esercito, dal momento che le persone rispondevano privatamente a casa e la confidenzialità dell'esercito era garantita. I partecipanti potevano scegliere tra questionari cartacei per posta o questionari online accessibili tramite un link inviato per e-mail. Un totale di 13,237 di giovani uomini è stato invitato a partecipare allo studio, e 7,556 ha infine dato il proprio consenso scritto a partecipare allo studio, di cui 5,987 ha restituito il questionario di base (onda 1) e 5,516 ha restituito il secondo questionario di follow-up ( wave 3) tra April 2016 e March 2018. Per aumentare i tassi di risposta, i partecipanti che non hanno risposto al questionario dopo i promemoria standard sono stati incoraggiati da intervistatori esperti tramite telefonate per partecipare (33).

Il presente studio include tutti i partecipanti 5,125 (percentuale di ritenzione 85.6%) che hanno risposto al questionario di riferimento e al secondo follow-up. Di questi, i partecipanti 58 (1.1%) con valori mancanti per GD o ADHD nelle onde 1 o 3 sono stati esclusi, lasciando i partecipanti 5,067 inclusi nella nostra analisi attuale. I partecipanti hanno ricevuto i voucher (50 CHF per questionario) come compenso per i loro sforzi. I dati dell'onda 2 non sono stati utilizzati (ad eccezione dell'imputazione dei valori mancanti, vedere la sezione sull'analisi statistica) perché la misura per l'ADHD è stata inclusa solo nelle onde 1 e 3. Il protocollo di ricerca è stato approvato dal Comitato etico per la ricerca umana del Canton Vaud (Protocollo n. 15 / 07).

Misure

Disordine di gioco e ADHD

Disturbo del gioco

Il disturbo di gioco (GD, ultimi mesi 6) è stato misurato usando la scala della dipendenza dal gioco (GAS) (7), che è stato tradotto in tedesco e francese per questo studio. La scala è composta da sette elementi di tipo Likert con cinque opzioni di risposta che vanno da 0 (mai) a 4 (molto spesso) e partecipanti che hanno risposto ad almeno tre elementi con un punteggio di almeno 2 (a voltesono stati definiti come presentare GD, come suggerito da Lemmens e Valkenburg (7). Inoltre, un punteggio continuo come la somma dei sette elementi è stato utilizzato (che vanno da 0 a 28). La formulazione del GAS è leggermente cambiata tra l'onda 1 e l'onda 3. Nell'onda 1, la formulazione includeva, oltre al gioco, il tempo trascorso su Internet (es. "Ti sei sentito sconvolto quando non eri in grado di giocare o trascorrere del tempo su internet?“; la parte in corsivo è stata aggiunta e si differenziava dalla dicitura originale del GAS). Questo è stato fatto, perché al momento in cui è stato sviluppato il questionario per 1, si pensava che molti giochi riguardassero attività su Internet e che GD fosse impossibile senza passare il tempo in internet (giochi online). Dopo il DSM-5 (13), pubblicato nel 2013, includeva Internet GD come condizione per ulteriori studi, è diventato evidente che i giochi dovrebbero successivamente essere misurati distintamente e non essere mescolati con il tempo trascorso su Internet, e l'originale Game Addiction Scale (senza aggiungere riferimenti a Internet nella formulazione delle domande) è stato quindi utilizzato nell'onda 3. Per tenere conto delle differenze nella formulazione del GAS nell'onda 1 e nell'onda 3, per migliorare la comparabilità tra le ondate e per ridurre i falsi positivi, i punteggi GD dei partecipanti che lo hanno fatto non giocare almeno settimanalmente (e quindi potrebbe avere un punteggio GAS a causa dell'uso di Internet non correlato al gioco) erano impostati a 0 in entrambe le ondate. L'Alfa di Cronbach per la scala GAS era 0.895 nell'onda 1 e 0.868 nell'onda 3.

Disturbo da deficit di attenzione e iperattività dell'adulto

Disturbo da deficit di attenzione e iperattività dell'adulto (ADHD, ultimi mesi 12) è stato misurato usando la versione di screener di sei item della scala Self-Report ADHD per adulti (ASRS-v1.1) (34) sviluppato dall'Organizzazione mondiale della sanità (OMS) e basato sui criteri diagnostici del DSM-IV (35). Quattro elementi hanno valutato la sottoscala di disattenzione dell'ADHD e due elementi hanno valutato la sua sottoscala di iperattività (vedi Tabella 2). Le opzioni di risposta erano su una scala di tipo Likert a cinque punti che va da 0 (mai) a 4 (molto spesso). Per costruire una misura binaria di ADHD, gli articoli sono stati dicotomizzati, almeno 2 (a volte) per i primi tre articoli e almeno 3 (di frequente) per gli ultimi tre articoli - e l'ADHD è stata definita come la presenza di almeno i sintomi di 4 come suggerito dagli autori della scala (34). Per l'analisi che coinvolge le sottoscale continue dell'ADHD di disattenzione e iperattività, è stata calcolata la media degli elementi della scala Likert (con valori compresi tra 0 e 4). L'Alfa di Cronbach per la scala ADHD era 0.798 nell'onda 1 e 0.778 nell'onda 3.

Bilance di disturbo per uso di sostanze

Disturbo da alcol

Il disturbo da consumo di alcol (AUD, ultimi mesi 12) è stato misurato utilizzando gli articoli 12 per i criteri 11 DSM-5 (13, 36, 37) per AUD in un formato sì / no. Il cut-off DSM-5 moderato (4+) è stato utilizzato per definire l'AUD. L'alfa di Cronbach per la scala AUD era 0.729 nell'onda 1 e 0.696 nell'onda 3.

Disturbo da uso di cannabis

Il disturbo da uso di cannabis (ultimi mesi 12) è stato misurato usando la versione rivista del test di identificazione del disturbo d'uso di cannabis [CUDIT-R; (38), basato su (39)]. Il test consiste in 8 elementi di tipo Likert a cinque punti che vanno da 0 (mai) a 4 (ogni giorno o quasi ogni giorno), una misura della frequenza del consumo di cannabis che va da 1 (mensile o meno frequente) a 4 (quattro o più volte a settimana) e un elemento con due opzioni di risposta, 0 (fumare cannabis per divertimento) o 4 (fumare cannabis per divertimento per abitudine). Per definire il disturbo da uso di cannabis è stato utilizzato un cut-off di 8 su 40 possibili punti. L'alfa di Cronbach per la scala del disturbo da uso di cannabis era 0.894 nell'onda 1 e 0.906 nell'ondata 3.

Disturbo del consumo di tabacco

Il disturbo da uso di tabacco (ultimi mesi 12) è stato valutato utilizzando sei elementi del test Fagerström per la dipendenza da nicotina (FTND (40). Un cut-off di 3 su 10 possibili punti è stato utilizzato per definire il disturbo da uso di tabacco. L'Alfa di Cronbach per la scala del disturbo da uso del tabacco era 0.719 nell'onda 1 e 0.702 nell'onda 3.

Depressione maggiore e salute mentale

I sintomi della depressione maggiore

I sintomi della depressione maggiore nelle ultime 2 settimane sono stati misurati utilizzando il Major Depressive Inventory dell'OMS (41), costituito da istruzioni di tipo Likert a sei punti 12 che misurano i criteri 10 e vanno da 0 (mai) a 5 (sempre); due criteri sono stati valutati utilizzando due affermazioni ciascuna, con solo il valore più alto delle due affermazioni utilizzato per il punteggio totale. In questa analisi è stata utilizzata la somma dei punteggi dei criteri, compresi tra 0 e 50. L'alfa di Cronbach per la scala della depressione maggiore era 0.889 nell'onda 1 e 0.888 nell'onda 3.

Salute mentale

La salute mentale è stata valutata utilizzando lo strumento di indagine sui cortometraggi 12-Item Medical Outcomes, v2 (SF-12) (42). I sommari dei componenti mentali sono stati trasformati linearmente in punteggi basati su norme (media = 50; SD = 10). L'Alfa di Cronbach per la scala della salute mentale SF-12 era 0.772 nell'onda 1 e 0.790 nell'onda 3.

Soddisfazione della vita e scarso rendimento al lavoro / scuola

Soddisfazione della vita

La soddisfazione della vita è stata misurata usando la Soddisfazione con scala di vita (43), composto da cinque elementi con sette opzioni di risposta che vanno da 1 (fortemente in disaccordo) a 7 (fortemente d'accordo). Per l'analisi è stata calcolata la somma degli item (compresi tra 5 e 35). L'alfa di Cronbach per la scala della soddisfazione della vita era 0.772 nell'onda 3. La soddisfazione della vita non è stata misurata nell'onda 1.

Scarse prestazioni al lavoro / a scuola

Le scarse prestazioni al lavoro / scuola sono state misurate nell'onda 1 e nell'onda 3 usando una singola domanda che chiedeva ai partecipanti se si erano comportati male a scuola o al lavoro, o si erano lasciati indietro con il lavoro, negli ultimi 12 mesi. Le opzioni di risposta provenivano da mai a 10 o più volte. Questa domanda è stata adattata dal sondaggio ESPAD (44).

Per tutte le scale utilizzate, i valori mancanti sui singoli articoli sono stati sostituiti dalla media della scala. Se mancava più del 20% degli elementi della bilancia, la bilancia veniva considerata mancante.

Analisi statistica

Le statistiche descrittive sono state calcolate e le variazioni dei tassi di prevalenza di GD e ADHD tra il basale (onda 1) e il secondo follow-up (onda 3) sono state testate usando i test del chi-quadrato McNemar. Le differenze trasversali tra partecipanti con e senza GD sono state testate utilizzando regressioni logistiche. Tutte le regressioni sono state adattate per età e regione linguistica. Le statistiche descrittive e la preparazione dei dati sono state eseguite utilizzando SPSS 25. Per testare le associazioni longitudinali tra GD e ADHD, i modelli ARCL sono stati stimati usando MPLUS 8.0 (45). Le ARCL sono una forma di modellazione dell'equazione strutturale spesso utilizzata per descrivere i processi di sviluppo tra due (o più) costrutti attraverso più punti temporali [per una panoramica, vedere (46)]. I nostri principali interessi erano i percorsi cross-lagged che rappresentano l'effetto longitudinale di GD all'età di 20 sull'ADHD all'età 25 e dell'ADHD all'età 20 su GD all'età 25, tenendo conto dell'autocorrelazione dello stesso costrutto attraverso i punti temporali e correlazione trasversale tra diversi costrutti allo stesso tempo. Per le misure binarie di GD e ADHD, l'ARCL è stato stimato utilizzando lo stimatore ponderato della media quadrata e della varianza aggiustata (WLSMV), che restituisce per i coefficienti di regressione probabilistica delle variabili binarie. Lo stimatore WLSMV consente di modellare direttamente la correlazione tra le variabili nello stesso momento. Per ulteriore facilità di interpretazione, i coefficienti di probit sono stati trasformati in OR-equivalenti. Gli OR possono essere approssimati moltiplicando i coefficienti di probit per la deviazione standard della distribuzione logistica [(Π2 / 3) ------ √

= 1.81] e quindi utilizzando la funzione esponenziale del coefficiente risultante (47). Per l'ARCL tra il punteggio GD continuo e le sottoscale di disattenzione e iperattività dell'ADHD, abbiamo utilizzato lo stimatore di massima verosimiglianza (MLR) robusto, che è robusto per l'asimmetria nelle variabili di risultato. In una terza fase, abbiamo valutato se i partecipanti con GD e ADHD a onda 1 presentavano una situazione peggiore per GD, ADHD, depressione maggiore, salute mentale, soddisfazione della vita e scarso rendimento al lavoro o alla scuola 3 rispetto ai partecipanti con nessuno dei due GD né ADHD, o solo con GD o ADHD. Le differenze tra questi gruppi sono state anche testate utilizzando regressioni logistiche per risultati binari, con regressioni ordinali per risultati ordinali (scarso rendimento al lavoro o a scuola) e con regressione lineare per risultati continui (punteggi in scala). Regressioni per depressione maggiore, salute mentale e scarso rendimento al lavoro o a scuola sono state adeguate ai rispettivi valori di riferimento (all'età 20). I valori di riferimento non erano disponibili per la soddisfazione della vita.

Dato che i SUD sono associati con l'ADHD, ad esempio, (19), così come con GD (1), tutte le nostre analisi longitudinali sono state aggiustate dai punteggi continui delle scale di disturbo da uso di alcol, tabacco e cannabis all'onda 1 per controllare l'effetto della co-occorrenza di SUD con GD o ADHD all'onda 1 su GD e / o ADHD all'onda 3. Poiché il nostro interesse per queste analisi era nell'effetto longitudinale di GD e ADHD, le analisi longitudinali non sono state aggiustate per SUD all'onda 3. Inoltre, le SUD all'onda 3 possono essere in parte una conseguenza di GD e ADHD all'onda 1, e l'aggiustamento per loro può quindi rimuovere una parte del vero effetto di GA o ADHD all'onda 1 su GD e ADHD all'onda 3. I valori mancanti su queste scale SUD sono stati imputati per 264 casi nell'onda 1 e 49 casi nell'onda 3, utilizzando imputazioni multiple in MPLUS 8.0 in un quadro bayesiano, creando 20 set di dati imputati utilizzando le scale SUD, nonché misure di utilizzo per le tre sostanze in tutte e tre le ondate più età e lingua. Nel complesso, l'impatto delle SUD sulle associazioni tra GD e ADHD è stato piccolo, e quindi mostriamo solo analisi aggiustate per SUD nelle tabelle e nelle figure.

Risultati

Associazioni trasversali

Table 1 mostra risultati descrittivi e tassi di prevalenza di GD, ADHD e SUD. La prevalenza di GD è diminuita da 8.8% nell'onda 1 a 6.3% nell'onda 3 [Test di McNemar χ2 (1)

= 29.81; p <0.001]. La prevalenza dell'ADHD è aumentata dal 5.7% nell'onda 1 al 7.6% nell'onda 3 [test di McNemar χ2 (1)

= 18.68; p <0.001]. Dal punto di vista trasversale, l'ADHD era più frequente nei partecipanti con GD che senza GD, in entrambe le ondate, con un Odds Ratio (OR) di 3.21 [2.39, 4.32] per l'onda 1 e 2.56 [1.86, 3.52] per l'onda 3. SUD erano non significativamente associato a GD nell'onda 1, tuttavia le SUD erano significativamente più frequenti nei partecipanti con GD che senza GD nell'ondata 3. Di conseguenza, l'aggiustamento per le SUD ha modificato solo marginalmente l'associazione tra ADHD e GD nell'onda 1, ma ha ridotto questa associazione nell'onda 3 (da OR = 2.56 a OR = 2.08). I punteggi medi di ciascuno dei sei elementi dell'ADHD erano più alti nei partecipanti con GD alle onde 1 e 3, sebbene questo non fosse significativamente più alto per il secondo elemento della sottoscala dell'iperattività dell'ADHD ("guidato da un motore"; Tabella 2). Sia i punteggi di disattenzione di disattenzione e iperattività sono stati trasversalmente associati a GD nelle onde 1 e 3, tuttavia, le differenze tra i partecipanti con e senza GD erano più pronunciate per la sottoscala di disattenzione (vedi Tabella 2). Quando entrambe le sottoscale sono state inserite in un modello di regressione con GD come risultato, solo la disattenzione era significativamente associata a GD (Tabella 2) in entrambe le onde.

TABELLA 1

Tabella 1. Statistiche campionarie e associazioni trasversali tra disturbo del gioco e ADHD.

TABELLA 2

Tabella 2. Differenze nei mezzi di singoli articoli ADHD e sottoscale ADHD tra i partecipanti con e senza disordine di gioco.

Associazioni longitudinali

I partecipanti con GD all'onda 1 avevano maggiori probabilità di mostrare ADHD a onda 3, e i partecipanti con ADHD a onda 1 erano più propensi a mostrare GD a onda 3 (Tabella 3). Queste associazioni sono state testate utilizzando un modello ARCL (Figura 1), che ha mostrato che GD e ADHD avevano significative associazioni longitudinali bidirezionali, anche considerando l'auto-correlazione della stessa misura nel tempo e la correlazione tra GD e ADHD allo stesso tempo. Il coefficiente per ADHD all'onda 1 su GD all'onda 3 era simile (probit standard = 0.066 [0.023, 0.109]; p = 0.003; corrispondente a un OR di 1.72) al coefficiente per GD all'onda 1 su ADHD all'onda 3 (probit standard = 0.058 [0.013, 0.102]; p = 0.011; corrispondente a un OR di 1.47). Le regolazioni per SUD hanno avuto solo un impatto minore sui percorsi cross-lag (i coefficienti non aggiustati per SUD erano 0.078 e 0.057, i risultati non sono stati mostrati).

TABELLA 3

Tabella 3. Prevalenza e punteggi del disturbo del gioco e dell'ADHD nell'onda 3 in funzione del disturbo del gioco e dello stato dell'ADHD all'onda 1.

FIGURA 1

Figure 1 . Modello cross-lagged autoregressivo tra misure binarie per disturbi del gioco e ADHD. Tutti i percorsi mostrati sono significativi al p <.05 livello. WLSMV è stato lo stimatore utilizzato. I coefficienti sono probit standardizzati. Adeguato per età, lingua e disturbi da uso di sostanze all'onda 1. ADHD, disturbo da deficit di attenzione e iperattività.

Per quanto riguarda le associazioni longitudinali tra i punteggi della sottoscala dell'ADHD e il punteggio GD, l'ARCL incluso il punteggio GD e la sottoscala di disattenzione e iperattività dell'ADHD hanno mostrato solo significativi (in particolare bidirezionali; 2) associazioni tra punteggio GD e sottosterzo di disattenzione ADHD (beta standardizzata da disattenzione all'età 20 a punteggio GD all'età 25: 0.090 [0.056, 0.124]; p <0.001; dal punteggio GD all'età di 20 anni alla disattenzione all'età di 25 anni: 0.044 [0.016, 0.071]; p = 0.002). La sottoscala di iperattività dell'ADHD non ha mostrato significative associazioni longitudinali con il punteggio GD (beta standardizzata dall'iperattività all'età 20 al punteggio GD all'età 25: -0.025 [-0.054, 0.005]; p = 0.102; dal punteggio GD all'età 20 all'iperattività all'età 25: 0.004 [-0.023, 0.031]; p = 0.755).

FIGURA 2

Figure 2 . Modello cross-lagged autoregressivo tra misure continue di disturbo del gioco e sottoscale di disattenzione e iperattività dell'ADHD. GD, disturbo del gioco; Inatt, disattenzione; Iperattività, iperattività. Solo significativo (p <.05) vengono visualizzati i coefficienti. I percorsi in grigio sono stati stimati, ma non significativi. MLR è stato lo stimatore utilizzato. I coefficienti sono beta standardizzati. Adeguato per età, lingua e disturbi da uso di sostanze all'onda 1.

Risultati nei partecipanti con comorbidità GD e ADHD

Come mostrato in Tabella 3, la prevalenza di GD all'onda 3 era più alta nei partecipanti con GD e ADHD all'onda 1 (32.3%), seguita da quelli con GD solo all'onda 1 (20.4%) e poi quelli con ADHD solo all'onda 1 (8.0%) . Questi hanno ancora mostrato GD un po 'più frequente rispetto ai partecipanti senza GD né ADHD all'onda 1 (4.6%). Pertanto, avere ADHD solo all'onda 1 era associato a tassi più elevati di GD nell'onda 3 rispetto ai partecipanti senza GD né ADHD all'onda 1 [OR non aggiustato = 1.81 [1.10, 3.00]; dopo aggiustamento per età, lingua e SUD, il coefficiente (OR = 1.60 [0.95, 2.69]) era appena al di sotto del livello di significatività]. Inoltre, la GD all'onda 1 aveva maggiori probabilità di persistere nell'ondata 3 tra i partecipanti con ADHD e GD all'onda 1 rispetto ai partecipanti con GD solo all'onda 1 (il coefficiente non aggiustato era 1.87 [1.05, 3.32], tuttavia, dopo l'aggiustamento per l'età , lingua e SUD il coefficiente risultante era appena sotto la significatività: OR = 1.73 [0.96, 3.12]). D'altra parte, sebbene la GD all'onda 1 fosse associata a nuove insorgenze di ADHD nell'ondata 3 (9.1% rispetto al 5.7% nel gruppo di riferimento: OR = 1.63 [1.12, 2.36]), l'ADHD non era più persistente nell'onda 3 tra i partecipanti con GD e ADHD all'onda 1 (33.8%) rispetto ai partecipanti con ADHD solo all'onda 1 (35.1%; OR aggiustato = 0.92 [0.51, 1.66]). Infine, la combinazione di ADHD e GD nell'onda 3 era più frequente (10.8%) tra i partecipanti che avevano già ADHD e GD nell'ondata 1, ma il tasso di persistenza di questa combinazione (10.8%) non era molto alto.

I partecipanti con una combinazione di GD e ADHD a onda 1 hanno avuto i punteggi peggiori per tutti gli altri risultati misurati (Tabella 4): i punteggi più alti sulla depressione maggiore, i punteggi più bassi sulla salute mentale e la soddisfazione della vita, e la più alta frequenza di scarso rendimento al lavoro o a scuola. I partecipanti con ADHD solo all'onda 1 hanno avuto esiti migliori rispetto a quelli con GD e ADHD a onda 1; i partecipanti con GD solo all'onda 1 erano ancora meglio (anche se non tutti i coefficienti erano significativi), e quelli con GD né ADHD all'onda 1 avevano i risultati più positivi.

TABELLA 4

Tabella 4. Punteggi per depressione maggiore, salute mentale, soddisfazione della vita e scarso rendimento al lavoro / scuola in funzione del disturbo del gioco e dello stato di ADHD all'onda 1.

Discussione

Questo studio mirava a riesaminare l'associazione tra (GD) e il disturbo da deficit di attenzione e iperattività (ADHD) in un campione longitudinale di giovani uomini svizzeri. In entrambi i punti di misurazione, GD era considerevolmente più frequente (OR wave 1: 3.21 [2.39, 4.32]; OR wave 3: 2.56 [1.86, 3.52]) tra i partecipanti con ADHD rispetto a quelli senza ADHD. Allo stesso modo, l'ADHD era più frequente tra i partecipanti con GD rispetto a quelli senza GD. Questi risultati sono ben in linea con gli studi esistenti che mostrano associazioni cross-sectional tra GD e ADHD (8). È importante sottolineare che il nostro studio ha anche identificato associazioni longitudinali in entrambe le direzioni: ADHD all'età 20 aumentava il rischio di GD all'età di 25 e GD all'età 20 aumentava il rischio di ADHD all'età 25. Finora, solo pochi studi hanno studiato le associazioni longitudinali (8) tra ADHD e GD e, per la migliore conoscenza degli autori, nessuno studio ha mostrato ancora associazioni bidirezionali tra ADHD e GD.

Diverse teorie sono state proposte riguardo ai meccanismi alla base delle associazioni tra ADHD e giochi. In particolare, il gioco può stimolare in modo ottimale le persone con ADHD fornendo un'attività entusiasmante con ricompense immediate: può quindi essere un modo per affrontare i sintomi dell'ADHD. Tuttavia, poiché il gioco fornisce esattamente ciò che gli individui con ADHD possono preferire, l'esposizione frequente a uno stimolo così potente può a sua volta rafforzare i sintomi dell'ADHD (29) e portano a un minore interesse per altre attività importanti come il lavoro o la scuola. Il gioco può anche utilizzare una quantità significativa della giornata di un individuo, riducendo ulteriormente il tempo speso in altre attività che potrebbero essere meno problematiche o addirittura influenzare positivamente il corso dell'ADHD (27, 31). Questi effetti dell'esposizione ai videogiochi possono anche essere amplificati se combinati con i sintomi disfunzionali di GD, come la preoccupazione o l'ossessione nei giochi o persino i sintomi di astinenza quando non sono in grado di giocare. Tuttavia, è importante notare che nessuna di queste potenziali spiegazioni per l'associazione tra GD e ADHD è stata supportata con prove sufficienti finora, c'è chiaramente più ricerca necessaria riguardo al meccanismo che collega GD e ADHD.

Disattenzione vs. Iperattività

Un'ulteriore scoperta è stata che le sottoscale di disattenzione e iperattività dell'ADHD hanno anche mostrato associazioni cross-sectional significative con GD. Tuttavia, se inseriti congiuntamente in un modello di regressione, solo la disattenzione è rimasta significativa, indicando che il legame tra ADHD e GD può essere principalmente rappresentato da questa variabile. Analogamente, il modello ARCL che utilizzava sia le sottoscale ADHD continue sia il punteggio GD ha mostrato che il collegamento tra ADHD e GD (in entrambe le direzioni) era dominato dalla sottoscala di disattenzione, con associazioni longitudinali per la sottoscala di iperattività non significativa (e anche leggermente negativo). Questo risultato è coerente con quelli di uno studio precedente su una sezione trasversale (26) degli adulti 205, che hanno rilevato che la sottoscala di iperattività non era significativamente legata a GD. Panagiotidi (26) ha suggerito che una potenziale spiegazione per il collegamento tra la sottoscala di disattenzione ADHD e GD era che i giochi miglioravano l'attenzione visiva e quindi le persone con ADHD potevano usare il gioco come una forma di automedicazione per le menomazioni alla loro attenzione. D'altra parte, uno studio sui bambini piccoli (27) ha rilevato che la sottoscala di iperattività era associata più forte a GD tra i ragazzi, mentre la sottoscala di disattenzione era più fortemente associata a GD tra le ragazze. Tuttavia, il fatto che questo campione fosse molto più giovane (età media 5.8 anni) ei questionari sono stati quindi compilati dai genitori, rendendo questi risultati difficili da confrontare con i nostri. Lopez et al. (48) ha anche riferito che i problemi di abuso di sostanze, che possono condividere alcuni meccanismi con dipendenze comportamentali, erano più frequenti negli individui con sottotipo di inattenzione e iperattività combinata rispetto a quelli con sottotipo prevalentemente disattento. C'è sicuramente più ricerca necessaria per quanto riguarda l'associazione dei componenti ADHD con GD.

Risultati dei partecipanti con GD e ADHD

Il presente studio ha testato se le persone con GD e ADHD all'età 20 presentavano esiti peggiori all'età di 25 rispetto alle persone con solo GD o solo ADHD. I nostri risultati indicano che GD potrebbe essere stato più persistente (cioè presente nelle onde 1 e 3) tra gli individui che avevano anche ADHD all'età 20 rispetto a quelli con solo GD all'età 20, tuttavia, il coefficiente nel nostro studio era appena sotto la significatività dopo aggiustamento per SUD, indicando che anche altri fattori oltre all'ADHD possono influenzare la persistenza di GD. Ciò è in linea con prove simili dal campo dei SUD che dimostrano che l'ADHD può avere un impatto negativo sui cicli di tali disturbi, cioè che individui con ADHD possono diventare dipendenti più facilmente e avere tassi di remissione più bassi (15). Il presente studio suggerisce che questo potrebbe non essere il caso solo per i SUD ma anche per risultati come GD. Tuttavia, l'ADHD non era più persistente tra i partecipanti con comorbilità GD e ADHD all'età 20 rispetto ai partecipanti con ADHD solo all'età 20. Ciò indica che GD potrebbe non influenzare negativamente il decorso dell'ADHD già esistente.

All'età di 25, i partecipanti con ADHD e GD all'età di 20 hanno avuto i peggiori esiti su tutte le altre scale misurate, i punteggi della scala di salute mentale di SF-12, i punteggi di depressione maggiore, la soddisfazione di vita e le scarse prestazioni al lavoro o a scuola. I partecipanti che avevano solo ADHD all'età 20 hanno avuto il secondo peggiore risultato. I partecipanti che avevano solo GD all'età di 20 avevano esiti migliori rispetto all'età di 25 rispetto a quelli con solo ADHD all'età di 20. I partecipanti che non avevano né ADHD né GD all'età 20 avevano i migliori risultati. Tuttavia, le differenze in altri risultati tra partecipanti con GD e ADHD all'età di 20 e quelli con solo ADHD erano relativamente piccole e significative solo per i punteggi di depressione maggiore. Tuttavia, ci sono stati relativamente pochi casi con GD e ADHD a onda 1.

Tuttavia, i nostri risultati forniscono prove che le persone con GD e ADHD possono avere esiti peggiori rispetto alle persone che hanno solo GD o che hanno solo ADHD. Inoltre suggeriscono che GD è più di un semplice sintomo o correlazione di ADHD, in quanto è associato a esiti peggiori anche in individui con ADHD. La GD deve pertanto essere considerata una condizione potenzialmente grave e gli individui con ADHD e GD comorbili possono richiedere una considerazione speciale.

limitazioni

Il nostro campione era costituito solo da giovani uomini svizzeri di una fascia di età ristretta. Pertanto, i nostri risultati potrebbero non essere generalizzabili ad altre popolazioni. Nel complesso, sebbene i coefficienti per le associazioni longitudinali tra GD e ADHD fossero significativi, erano relativamente piccoli. Tuttavia, sono rimasti relativamente invariati, anche se aggiustati per variabili potenzialmente confondenti come i SUD. Lo strumento utilizzato per misurare la GD differiva in qualche modo tra le onde 1 e 3, poiché la scala di dipendenza dal gioco è stata estesa nelle ondate 1 e 2 per valutare anche la dipendenza da Internet. Questo è stato in parte corretto impostando il punteggio dello strumento su 0 per i partecipanti che giocavano ai videogiochi meno di una settimana. Nel complesso, piccole differenze nei tassi di prevalenza erano nella direzione prevista (minore prevalenza con l'aumentare dell'età) e risultati coerenti hanno indicato che l'impatto delle differenze nella formulazione tra gli strumenti era piccolo. Per ragioni di spazio, abbiamo utilizzato la versione short screener a sei elementi della Scala di autovalutazione dell'ADHD per adulti, composta da soli quattro elementi per la disattenzione e due per l'iperattività. Sono certamente necessarie ulteriori ricerche che utilizzano scale di ADHD più lunghe, consentendo una migliore differenziazione dei sottotipi.

Conclusione

Il presente studio aggiunge alle prove esistenti che la GD può essere associata a seri effetti negativi sulla salute mentale fornendo prove che GD e ADHD dell'adulto hanno associazioni longitudinali bidirezionali, cioè aumentano il rischio dell'altro. Questo suggerisce anche la possibilità che i due disordini possano rafforzarsi a vicenda, cioè causare un circolo vizioso (49): l'ADHD precoce può facilitare lo sviluppo di GD, che a sua volta può peggiorare nel tempo l'ADHD, che può nuovamente peggiorare la GD. Inoltre, abbiamo dimostrato che queste associazioni bidirezionali erano dovute più alla sottoscala di disattenzione dell'ADHD che alla sua sottoscala di iperattività, che non era indipendentemente associata a GD. I giovani con GD e ADHD possono avere esiti peggiori rispetto agli individui che presentano solo uno dei due disturbi, e quindi possono aver bisogno di una considerazione speciale. Di conseguenza, le persone con ADHD o GD dovrebbero essere sottoposte a screening per l'altro disturbo. Trattamenti efficaci per l'ADHD possono prevenire l'insorgenza di GD (49), ad esempio la terapia comportamentale cognitiva integrata utilizzata nel trattamento dell'ADHD e dei comorbidi SUD (50). Potrebbero essere utili misure preventive per promuovere un uso più appropriato dei giochi per computer da parte delle persone con ADHD. Gli individui con un sottotipo ADHD disattenzione possono richiedere particolare attenzione per quanto riguarda le loro attività di gioco.

Contributi degli autori

SM ha analizzato i dati e ha scritto il documento. GG e JS hanno progettato lo studio. GG, JS e VG hanno assistito l'analisi dei dati e hanno commentato le versioni precedenti del manoscritto.

Finanziamento

Questo studio è stato finanziato dalla Swiss National Science Foundation (FN 33CSC0-122679, FN 33CS30-139467 e FN 33CS30_148493).

Dichiarazione di conflitto di interessi

Gli autori dichiarano che la ricerca è stata condotta in assenza di relazioni commerciali o finanziarie che potrebbero essere interpretate come un potenziale conflitto di interessi.

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