以前の研究では、インターネットゲーム障害(IGD)とうつ病との関連性が報告されていますが、関係の方向性は不明のままです。 そのため、縦断的研究で、うつ症状のレベルと子供のIGDの相互関係を調べました。
メソッド
この研究の研究パネルは、iCURE研究の366人の小学生で構成されていました。 すべての参加者は現在のインターネットユーザーであったため、IGDのリスクのある集団と見なすことができます。 自己申告によるIGD機能の重症度とうつ病のレベルは、インターネットゲームの使用によって誘発される症状画面と子供のうつ病目録によってそれぞれ評価されました。 フォローアップ評価は12か月後に完了しました。 クロスラグ構造方程式モデルを適合させて、XNUMXつの時点でのXNUMXつの変数間の関連を同時に調査しました。
クロスラグ分析により、ベースラインでのうつ病のレベルは、12か月のフォローアップでIGD機能の重症度を有意に予測することが明らかになりました(β= 0.15、 p = .003)。 ベースラインでのIGDの特徴の重症度も、12か月のフォローアップでうつ病のレベルを有意に予測しました(β= 0.11、 p = .018)、考えられる交絡因子を制御します。
クロスラグパス分析は、IGD機能の重症度と抑うつ症状のレベルとの相互関係を示しています。 うつ症状とIGD機能の重症度との相互関係を理解することは、両方の症状を予防するための介入に役立ちます。 これらの調査結果は、子どものIGDと抑うつ症状の予防と治療計画に対する理論的なサポートを提供します。
概要
子どもたちはデジタルテクノロジーの時代に発達し、幼い頃からコンピューター、モバイルデバイス、インターネットに精通しています。 ゲーム障害は、世界中の子供や青少年の大きなメンタルヘルス問題として浮上しています(Ioannidis et al。、2018)、ゲームプレイが子どもや青少年にとって有益であるか有害であるかについては議論が残っていますが。
すべての精神疾患の半分は14歳で始まり、気分調節の問題は思春期前の11歳前後で始まることがあります(Forbes&Dahl、2010年; Guo et al。、2012)。 メンタルヘルスの問題は、若者の間で病気の最大の負担を表しています。 以前の研究では、インターネット依存症と、うつ病、不安、孤独などの青年期の精神症状との関連が報告されています。 精神症状のカテゴリの中で、抑うつ症状は、小児および青年のインターネット依存症の発症に最も強力な影響を示します(Erceg、Flander、およびBrezinšćak、2018年; Niall McCrae、Gettings、およびPurssell、2017年; Piko、Milin、O'Connor、およびSawyer、2011年).
インターネットゲーム障害(IGD)とうつ病は互いに相互作用し、神経機構を共有します(チェ他、2017年; Liu et al。、2018)。 同様の脳領域は、うつ病とIGDの両方で異常な機能を示しています。 扁桃体、前頭前野、脳回、および前頭頭頂葉と扁桃体との接続は、ゲームの問題がある人やうつ病の人でも同様に混乱しているように見えます。
系統的レビューによると、うつ症状のある人はうつ症状のない人よりもインターネット中毒を発症する可能性がほぼXNUMX倍高い(Carli et al。、2013)。 ただし、レビューの19件の研究のうち20件は、うつ病とインターネット依存症との関連の方向性を特定できない横断的研究でした。 それにもかかわらず、研究の75%は問題のあるインターネットの使用とうつ病との間に有意な相関関係があると報告しています。
縦断的研究の限られた数は、若者の間でIGDとメンタルヘルスの結果の間の関係を評価しました。 中国での前向きコホート研究では、自己申告によるうつ病スケールで評価されるように、最初はベースラインで精神衛生上の問題がなかった大学生は、ベースラインでのインターネットの問題のある使用(Lam、Peng、Mai、およびJing、2009年)。 子供と青年の2年間の縦断的研究において、Gentile等。 ((2011)問題のあるゲームは、自己評価されたメンタルヘルスステータスによって測定される、うつ病、社会恐怖症、および不安の将来のより高いレベルを統計的に予測することを発見しました(Gentile et al。、2011)。 うつ病のレベルが高いほど、インターネット依存性の高い行動に関連付けられています(Stavropoulos&Adams、2017年).
以前の研究は、うつ病とIGDの関係の時間的順序に関連する要因を特定するのに役立つ可能性がありますが、IGDがうつ病の発症に関連するのか、逆の関係も成り立つのかはまだ不明です。 したがって、クロスラグパスモデルを使用して、うつ症状とIGDの安定性と関係を経時的に調べ、これらXNUMXつの変数が経時的に相互にどのように影響するかをよりよく理解しました。 思春期の気分変化の影響を軽減するために、思春期前の子供の抑うつ症状とIGD機能の重症度との相互関係を評価しました。
メソッド
研究集団は、他の場所で詳細に説明されているiCURE研究から派生しました(Jeong et al。、2017)。 簡単に言えば、iCURE研究は、韓国の3年生と4年生の小学生と7年生の中学生のIGDの自然史を研究するための継続的な学校ベースの縦断研究です。 すべての参加者は、現在のインターネットユーザーであると報告したため、IGDのリスクのある集団と見なされました。 最初のフォローアップ評価は、ベースライン評価の12か月後に完了しました。 思春期の気分の変化が研究結果に及ぼす可能性のある影響を減らすため、この研究の研究パネルは、iCURE研究の一部である3年生と4年生の学生のみで構成されました。 ベースラインでiCURE研究に登録した399人の小学生のうち、366人(91.5%)が12か月の追跡評価を完了し、この研究に含まれました。
ベースライン評価では、すべての参加者がクラス設定でアンケートに回答しました。 研究助手は、理解を助けるために標準のスクリプトで質問を読みました。 12か月のフォローアップ評価では、すべての学生が質問に回答するために利用可能な監督研究助手とともに、ウェブベースの自己管理方法を使用して、自分でアンケートに回答しました。
IGD機能の重大度は、インターネットゲームの使用によって誘発される症状画面(IGUESS)によって評価されました。 この機器は、5つのDSM-4 IGD基準に基づいて作成され、各項目は1段階で評価されています(XNUMX = 強く同意しない、2 = 少し反対、3 = 多少は同意します、4 = 強く同意します)。 スコアが高いほど、IGD機能の重大度が高いことを示します。 このスケールは信頼性が高く、この研究ではCronbachのαは.85です。 IGDの重大度は連続的な重大度ディメンションを持つと見なされ、IGUESSのスコアが高いほど、クロスラグパスモデルによる分析の重大度が高いことが示されました。 IGDのリスクが高いと考えられる最高のカットオフスコアは10でした(Jo et al。、2017)。 このしきい値スコアを二分法分析に使用しました。
うつ病のレベルは、小児うつ病目録(CDI)によって評価されました。 CDIには、抑うつ気分、快楽能力、栄養機能、自己評価、対人行動などの症状を定量化する27の項目があります。 各項目は、重大度を0から2に上げるように評価された2つのステートメントで構成されています。 子供たちは、過去0週間の間に自分の症状を最もよく特徴づけるものを選択します。 項目のスコアは、54からXNUMXの範囲の合計うつ病スコアに結合されます。うつ病の症状の評価に信頼性と妥当性が高い韓国語バージョンのCDIを使用しました(Cho&Choi、1989年)。 抑うつ症状のレベルは連続的な重症度ディメンションを持つと考えられ、CDIのスコアが高いほど、クロスラグパスモデルで分析するための抑うつ症状の重症度が高いことが示されました。 22以上の合計スコアは、二分法分析で抑うつ症状を示すと見なされました。 IGDの特徴の重症度とうつ病のレベルの両方を、ベースライン時および12ヶ月のフォローアップ時に、インタビュアーがガイドする自己報告による評価を使用して評価しました。
年齢、性別、家族の種類、およびインターネットゲームをプレイするために費やしたXNUMX日の平均時間などの一般的な特性は、インタビュアーがガイドする子供の自己報告によって取得されたベースラインデータから得られました。 家族タイプの場合、無傷の家族は、両親と一緒に住んでいる子供と定義されました。 非完全であると定義されたものには、離婚、死亡、または両親の分離のために、母親または父親のみ、または両親のどちらもいない子どもたちが含まれます。 思春期は、XNUMXつの質問に対する参加者の回答に従って決定されました。「期間を開始しましたか?」 女の子向けまたは「脇の下の毛の成長を始めましたか?」 男の子向け。 参加者が「はい」と答えた場合、思春期に入ったとみなしました。 子どもの学業成績と社会経済的地位(SES)は、両親の自己申告による評価から得られました。
記述統計と研究変数間の相互関係は、SAS 9.4(SAS Institute Inc.、Cary、NC、USA)で実行されました。 クロスラグパネルモデリングは、構造方程式モデリング(SEM)を使用して、モーメント構造解析パッケージ統計バージョン23.0を使用して実施されました。 (IBM Inc.、米国イリノイ州シカゴ)。 記述的データは、カテゴリー変数の場合は数値とパーセントで要約され、連続変数の場合は平均±SDまたは中央値(範囲)で要約されます。 IGD機能の重症度とうつ病のレベルとの縦断的関連は、クロスラグパネルモデルで評価されました。 分析を実施する前に、うつ病のレベルとIGD機能の重症度の両方をログ変換して、ほぼ正常にした。
クロスラグパネルモデルにより、XNUMXつ以上の繰り返し測定される変数間の関連を同時に調査できます。 したがって、クロスラグ相関は、特定の時点での変数が別の変数の値に後で与える影響を示し、断面相関と自己相関を制御します。
図に示すように 1A、最初のクロスラグ係数βCL(a)は、ベースラインで測定されたうつ病のレベルと12ヶ月のフォローアップで測定されたIGD機能の重症度との関連を表します。 12番目のクロスラグ係数βCL(b)は、ベースラインで測定されたIGD機能の重症度と12か月のフォローアップで測定されたうつ病のレベルとの関連を表します。 IGDの特徴の重症度とうつ病のレベルとの横断的な関連は、βCLベースラインとして表されます。 ベースラインからXNUMXヶ月のフォローアップまでのうつ病の安定性とIGD機能の重症度をそれぞれ表す自己回帰係数βAR-depressionおよびβAR-IGDを示します。 モデルは、年齢、性別、家族の種類、学業成績、SESなどの潜在的な交絡因子に合わせて調整されました。
メディエーション効果をテストするために、2,000個のブートストラップされたリサンプルと95%信頼区間(CI)が適用され、間接パスが構築されました。 0を含まないバイアス補正されたCIは、間接効果にとって重要と見なされました。 前の推奨事項に基づいて小さい(0.01)、中程度(0.09)、大きい(0.25)として解釈される効果サイズ(説教者とケリー、2011年).
モデルの適合は、絶対適合インデックス、増分適合インデックス、節約適合インデックスを含む複数の適合インデックスを使用して評価されました。 増分フィットインデックスは、χを使用して評価されました2 自由度(χ2/df)比率、適合度指数(GFI)、比較適合指数(CFI)、および近似の二乗平均誤差(RMSEA)。 Tucker–Lewis指数(TLI)、標準適合指数、相対適合指数(RFI)、および比較適合指数(CFI)を使用して、増分適合指数を評価しました。 調整されたGFI(AGFI)は、節約のインデックスに使用されました。 SEM文献は、χ2/df ≤3; CFI≥0.95、TLI≥0.95、GFI≥0.95、NFI≥0.95、RFI≥0.95、AGFI≥0.95、およびRMSEA≤0.06(クライン、2011).
追加の分析では、IGDのリスクの上昇は、IGUESスケールで合計スコアが10以上であると定義され、高レベルの抑うつ症状は、CDIでの合計スコアが22以上であると定義されました。 PROC GENMODで実行された対数二項モデルを使用して、IGDのリスクが低い子供たちの12か月のフォローアップ期間中の高レベルの抑うつ症状とIGDのインシデント上昇リスクとの関連の相対リスク(RR)を推定しました。 (<10 IGURSSスコア)ベースライン時。 ベースラインで抑うつ症状がない子供たちの間で、12か月のフォローアップでの高レベルの抑うつ症状の発生率を計算しました。 潜在的な交絡因子を制御しながら、原油および調整済みRRを計算しました。
iCURE研究に登録するために、1975年のヘルシンキ宣言に準拠した機密性や参加の自由など、研究の原則の性質を説明した後、すべての参加者とその両親または法的保護者から書面によるインフォームドコンセントを取得しました(世界医師会、2013)。 この研究は、韓国カトリック大学の機関審査委員会(MC19ENSI0071)によって完全に審査および承認されました。 iCUREデータ管理ボードは、データ分析のために匿名化されたデータをリリースしました。
結果
366人の参加者の人口統計学的および臨床的特徴を表にまとめました 1。 参加者の年齢の中央値は10歳でした(範囲:9〜12歳)。 366人の参加者のうち、188人(51.4%)が男子でした。 ほとんどの参加者(n = 337; 92.1%)は無傷の家族からのものであり、参加者の68%は良好な学業成績を示し、71%はSESが低から中程度であると報告しました。
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Variables | N (%) | 中央値(範囲) | クロンバッハのα |
---|---|---|---|
性別 | |||
ボーイズ | 188(51.4) | ||
ガールズ | 178(48.6) | ||
ご年齢 | 10(9 - 12) | ||
家族構成 | |||
無傷の家族 | 337(92.1) | ||
無傷の家族 | 29(7.9) | ||
社会経済的地位 | |||
低と中 | 263(71.9) | ||
ハイ | 103(28.1) | ||
学力 | |||
グッド | 249(68.0) | ||
悪い | 117(32.0) | ||
ベースライン評価 | |||
インターネットゲーム障害 | 2(0 - 22) | .78 | |
うつ病 | 6(0 - 46) | .88 | |
不安 | 26(20 - 58) | .89 | |
12ヶ月のフォローアップ評価 | |||
インターネットゲーム障害 | 2(0 - 23) | .86 | |
うつ病 | 5(0 - 45) | .89 | |
不安 | 24(20 - 58) | .94 |
関心のある主要な変数間の相関関係を表に報告します 2。 横断的に、ベースラインでのうつ病のレベルは、ベースラインと12ヶ月のフォローアップの両方でIGDの重症度と正の相関がありました。 長期的に、うつ病のレベル(ベースライン)はIGDの重症度(12ヶ月のフォローアップ)と正の相関があり、IGD(ベースライン)の重症度はうつ病のレベル(12ヶ月のフォローアップ)と正の相関がありました。
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Variables | 1 | 2 | 3 | 4 | 平均 | SD |
---|---|---|---|---|---|---|
1.うつ病のレベル(ベースライン) | 1 | 7.4 | 6.5 | |||
2. IGDの重大度(ベースライン) | .443 * | 1 | 2.6 | 3.2 | ||
3.うつ病のレベル(12ヶ月のフォローアップ) | .596 * | .339 * | 1 | 6.7 | 6.6 | |
4. IGDの重症度(12か月のフォローアップ) | .359 * | .453 * | .447 * | 1 | 2.9 | 3.6 |
ノート。 IGD:インターネットゲーム障害。
*p <.001。
フィギュア 1 は、標準化されたパス負荷(標準化されたベータ、β)を使用した理論化モデル(A)と分析モデル(B)を示しています。 自己相関経路に関して、ベースラインでのうつ病のレベルは、12か月のフォローアップでIGD機能の重症度を統計的に予測しました(β= 0.55、 p <.001)。 さらに、ベースラインでのIGDの特徴の重症度は、12か月のフォローアップで統計的に予測されたうつ病のレベルです(β= 0.37、 p <.001)。 結果は、抑うつ症状のレベルとIGDの特徴の重症度の両方が、ベースラインと12か月のフォローアップの間で有意に相関していることを示しました。 同様に、IGD機能の重症度はXNUMXつの時点で相関していました。
断面相関パスに関して、抑うつ症状のレベルとIGD機能の重症度は、各時点で正の相関がありました(β= 0.46、 p ベースラインで<0.001、β= 0.27、 p <.001(12か月のフォローアップ)。 結果は、各時点での抑うつ症状のレベルとIGD機能の重症度との間に正の相関関係があることを示しました。
クロスラグ分析により、ベースラインでのうつ病のレベルが、12か月の追跡調査で統計的にIGD機能の重症度を予測したことが明らかになりました(β= 0.15、 p = .003)。 ベースラインでのIGDの特徴の重症度も、12か月のフォローアップでうつ病のレベルを統計的に予測しました(β= 0.11、 p = .018)、考えられる交絡因子を制御した後。 クロスラグパス分析は、IGD機能の重症度と抑うつ症状のレベルとの間に相互関係があることを示しました。
全体的なモデルは、適合指数に基づいて良好な適合を示しました。 χの比率2 自由度は1.336であり、良好なモデル適合を示しています。 RMSEAは0.03、GFIは0.997、TLIは0.976、CFIは0.997、AGFIは0.964で、これも良好な適合性を示しています。 合わせると、適合統計は、これが強力な先験的な理論的枠組みと許容できる信頼性に基づいて有効なモデルを作成するのに十分であることを示唆しています。
366人の参加者のうち、351人はベースラインでIGDのリスクが高いと報告しませんでした。 これら351人の参加者のうち、15人(4.3%)が12ヶ月の追跡時にIGDのリスクが高いと分類されました。 潜在的な交絡因子を調整した後、ベースラインで抑うつ症状のある参加者は、ベースラインでうつ症状のない参加者よりも3.7か月でIGDのRRが12倍高かった(RR = 3.7、95%CI = 1.1–13.2)。
366人の参加者のうち、353人はベースラインで高レベルの抑うつ症状を報告しませんでした。 これらの353人の参加者のうち、8人(2.3%)は、12か月のフォローアップで高レベルの抑うつ症状を有すると分類されました。 潜在的な交絡因子を調整した後、ベースラインでIGDのリスクが高い参加者は、ベースラインでIGDのリスクが高くなかった参加者と比較して、3.6ヶ月のフォローアップでうつ病のリスクが12倍増加しましたが、統計的に有意ではなかった(RR = 3.6、95%CI = 0.5–29.0;表 3).
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はい | いいえ | IR | RR | aRRa | ||
---|---|---|---|---|---|---|
12か月IGDb | ||||||
ベースラインうつ病 | はい | 2 | 8 | 20 | 5.2(1.4 - 20.2) | 3.7(1.1 - 13.2) |
いいえ | 13 | 328 | 3.8 | |||
12ヶ月のうつ病c | ||||||
ベースラインIGD | はい | 1 | 11 | 8.3 | 4.1(0.5 - 30.4) | 3.6(0.5 - 29.0) |
いいえ | 7 | 334 | 2.1 |
ノート。 IR:発生率; RR:相対リスク。 aRR:調整された相対リスク。 IGD:インターネットゲーム障害。
a性別、家族の種類、学業成績、社会経済的地位によって調整されます。
bベースラインでIGDのない小児の12ヵ月の追跡調査でのIGDの発生率(n = 351)。
cベースラインでうつ病のない子供の12ヵ月の追跡調査でのうつ病の発生率(n = 353)。
議論
抑うつ症状のレベルとIGD機能の重症度の間には、ベースラインと12か月の小児のフォローアップの両方で有意な正の相関が認められました。 これらの結果は、抑うつ症状がIGD重症度の上昇の潜在的な危険因子を構成し、IGD機能の重症度がXNUMX年後の抑うつ症状の潜在的な危険因子を構成することを示唆しています。
クロスラグパス分析では、複数の関係を同時に分析することができ、複数の個別の線形回帰の実行から得られるよりも複雑な統計モデルを生成します。 縦の関係の相対的な強さは、標準化された相関係数の比較を通じて決定できます。 IGD機能の重症度と抑うつ症状のレベルの両方が、有意な断面積、自己相関、および相互遅れの相関係数を示しました。
断面相関は、抑うつ症状のレベルと各時点でのIGD機能の重症度との間に正の関連性を明らかにしました。 同様に、自己相関により、抑うつ症状のレベルとIGD機能の重症度の両方が12つの時点で安定性と有意に相関していることが明らかになりました。 クロスラグパス分析では、IGDのリスクと抑うつ症状のレベルとの相互の因果関係が示されました。 潜在的な交絡因子を制御した後、これらの断面的および縦断的関連は持続した。 関係の強さは、うつ病のベースラインレベルとIGD機能の0.15ヶ月の重症度の間でより強かった(β= XNUMX、 p = .003)IGD機能のベースライン重症度と12か月のうつ病レベルの間よりも(β= 0.11、 p = .018)、これは中程度の効果量であることが示唆されています。 この発見は、うつ病がIGDの特徴の重症度に最も強く寄与すること、およびその逆であること、そして時間の経過とともに相互関係があることを示唆しています。
IGDとうつ病との関連は、気分改善仮説によって説明されることがあります。これは、ネガティブな感情を持つ個人は、不快な状態から逃れるためにレクリエーション活動を求める可能性が最も高いことを示唆しています。 これまでの研究は、うつ病とIGDの間に有意な正の関係が観察されたという点で、気分改善仮説と一致しています(Ostovar et al。、2019; Seyrek、Cop、Sinir、Ugurlu、およびSenel、2017年; 円、チョウ、劉洋、楊、胡、2014年; Younes et al。、2016)。 オンラインでのやり取りを通じてうつ病や現実世界の懸念から逃れようとすると、うつ病を悪化させる悪循環に陥ることがあります。
社会的変位の仮説によれば、人がXNUMXつのことをするのにより多くの時間を費やすほど、別のことをするのに費やされる時間が少なくなります。 通常、インターネットゲームに過度の時間を費やす子供は、他の人との交流に費やす時間が少なくなります(カプラン、2003)。 社会的変位効果の仮定は、ゲームに費やされた時間が、子供の心理社会的発達に不可欠な社会的相互作用などの他の活動を置き換えることです(Zamani、Kheradmand、Cheshmi、Abedi、およびHedayati、2010年)。 社会的相互作用の欠如は、否定的な感情につながる可能性があります。 Gentile etal。 ((2011)ビデオゲームの問題が始まってからうつ症状の上昇が報告され、これらの症状が持続した(Gentile et al。、2011)。 社会的移動の仮説が正しい場合、IGDはうつ病につながる可能性があります(Amorosi、Ruggieri、Franchi、およびMasci、2012年; Dalbudak et al。、2013).
青少年の抑うつ症状は、思春期前に発生する傾向があります。 大うつ病性障害の遺伝的脆弱性に関して、ストレスの多いライフイベントの経験または小児期の精神障害の存在は、うつ病の発症に関連しています(ピコ他、2011年; Shapero et al。、2014)。 思春期前のうつ病は、反社会的障害と依存症の発症に関連しているため(ライアン、2003)、うつ病の悪化を最小限に抑えるために、インターネット依存症の予防努力を若い年齢で実施する必要がある可能性があります。 したがって、うつ病と子供のIGD発達への潜在的な影響にもっと注意を払う必要があります。
ベースラインで抑うつ症状のある子供は、潜在的な交絡因子を調整した後、ベースラインでうつ症状のない子供と比較して、3.7ヶ月のフォローアップでIGD症状を発症するリスクが12倍増加しました。 95%CIの幅は1.1〜13.2であるため、推定値の精度を確保するのに制限がある場合があるため、これらの結果は慎重に解釈する必要があります。 さらに、ベースラインでIGD症状のある子供は、ベースラインでIGD症状のない子供と比較して、12ヶ月のフォローアップで抑うつ症状を発症するリスクが高くなる可能性があります。 ただし、結果は統計的に有意ではありませんでした。
女の子は男の子より約12年早く思春期に達します。 全国の代表的なサンプルでは、少女が思春期を迎える平均年齢は12.7歳です(Lee、Kim、Oh、Lee、およびPark、2016年)。 この観点から、この研究のほとんどの参加者はまだ思春期を迎えていません。 合計8人(2.2%)の子供が思春期に達したことが判明しました(ベースラインで3人、5ヶ月のフォローアップで12人)。 思春期に入った子供の数が少ないため、この研究の結果は思春期関連の変化の影響を受けなかった可能性があります。
12か月の追跡調査での離職率は9.1%(33人の子供)でした。 生徒が別の学校に転校したため、すべての人身売買が発生しました。 性別、年齢、家族の種類、学業成績、SES、インターネット活動、IGD機能の重症度など、ベースラインの特性に有意な差はありませんでした。
うつ病に関連する要因は国によって異なる場合があります。 うつ病は多因子性疾患であり、異なる集団間でかなりのばらつきを示し、病因が異なるいくつかのサブタイプを伴う多数の遺伝的および社会環境的要因に関連しています。 韓国は、インターネットとゲーム中毒の問題に対処するために国家予算を割り当てた最初の国です(Koh、2015)。 心理社会的、環境的、文化的な違いは、抑うつ症状とIGD機能の重症度との関係に影響を与える可能性がありますが、うつ病とIGDの間の基本的な関連は、管轄区域と文化全体で観察されることが予想される場合があります。 したがって、調査結果を一般化する場合は注意が必要ですが、この研究の結果は他の国の子供に関連している可能性があります。 回答者は、学校に通っている青少年の間でサンプリングされ、学校にいない子供を除外したためです。 参加している学校と子供と親が自発的に関与しました。 したがって、これらの学校は、参加していない学校と比較して、IGDの防止に関心がありました。 選択バイアスの可能性とIGD有病率の過小評価を排除することはできません。
小児期は、うつ病とIGDの両方の発症のリスク期間です。 これらのXNUMXつの障害は、小児期に頻繁に発生し、後年の重大な機能障害と関連しています。 思春期および初期の成人期を通じて精神特性が継続的に発達していることを考えると、小児期におけるこれらの障害の発症および経過の方向性をよりよく理解することは、より効果的な予防および治療戦略の開発に役立ちます。
クロスラグパス分析は、IGD機能の重症度とうつ病のレベルとの双方向の関係を示しました。 ベースラインでの抑うつ症状のレベルが高いほど、12か月後にIGD機能の重症度が高くなることが予測されました。 さらに、IGD機能のベースラインの重症度は、子供の12か月後のより高いレベルの抑うつ症状と有意に関連していました。 うつ症状とIGD機能の重症度との相互関係を理解することは、両方の症状を予防するための介入に役立ちます。 これらの調査結果は、小児のIGDと抑うつ症状の予防および治療計画に対する理論的サポートを提供します。
HJは分析を実施し、原稿の執筆を主導しました。 HWYは、原稿の執筆を指導および監督しました。 HJとHWYは、この研究の基本的なアイデアを開発および提案しました。 S-YL、HL、およびMNPは科学的内容をレビューし、原稿を編集しました。 HWY、HJ、S-YJ、およびHSが調査を実施しました。 すべての著者が原稿に関する編集コメントを提供しました。
著者は、原稿の内容に関して利益相反がないことを宣言します。 MNP博士は以下の開示を報告しています。 彼は、Game Day Data、Addiction Policy Forum、RiverMend Health、Lakelight Therapeutics / Opiant、およびJazz Pharmaceuticalsのコンサルティングとアドバイスを行っています。 モヒーガンサンカジノおよびナショナルレスポンシブルゲーミングセンターから研究支援を受けています。 薬物中毒、衝動抑制障害、または他の健康トピックに関連する調査、郵送、または電話相談に参加した。 法律事務所やギャンブル機関の衝動抑制や中毒障害に関連する問題について相談しました。
この研究中に生成および/または分析されたデータセットは、対応する著者から入手できます。
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