（寛解）大学生のインターネットゲーム障害の改善における渇望行動介入：縦断的研究（2017）

概要

インターネットゲームは、青少年だけでなく大人にとっても欠かせない余暇活動になっています（PCゲームアライアンス、2013; 中国インターネットネットワークインフォメーションセンター、2016）。 具体的には、2012では、世界中で10億人を超える個人がゲームをプレイしました（PCゲームアライアンス、2013）。 2015までに、中国には0.38億人のインターネットゲームユーザーがいましたが、その中には主に10から29までの年齢の青年と若い成人（中国インターネットネットワークインフォメーションセンター、2016）。 インターネットゲーム障害（IGD）、本土の8–13.7％についてのIGDの罹患率（ブロック、2008; Caoら、2011）、および台湾地域の46％（ワンとチウ、2006）、インターネット依存症（IAD;の最も一般的なサブタイプ（57.5％）として。 Chenら、2014）、ゲームに従事するためのインターネットの永続的かつ反復的な使用として定義されています（アメリカ精神医学会、2013）。 増加する有病率と否定的な結果（例、学業成績の低下、社会的相互作用の障害、認知機能障害、幸福度の低下、孤独感の高さ、心身症、 クス、2013）、IGDは、さらなる研究を保証する障害として、精神障害の診断および統計マニュアル（DSM-5）の第5版に最近含まれています（アメリカ精神医学会、2013）。 したがって、より効果的な介入の開発にはさらなる研究が必要です。

薬物使用障害（SUD）からの証拠は、薬物摂取への強い欲求に関連する動機づけ状態として、欲求が薬物の強迫的使用と再発を直接標的とすることにおいて重要な役割を果たすことを明らかにしました（ティファニーとレイ、2012）、治療と結果に対する渇望の媒介効果を実証する最近のデータによってもサポートされています（ファーガソンとシフマン、2009; Witkiewitz et al。、2011）およびその神経基盤（Koberら、2010; シンハ、2013; Westbrookら、2013).

行動中毒の場合、ギャンブル障害（GD）からの証拠は、コアコンポーネントへの渇望に関係しています（ポテンザ、2008）、治療結果の評価に果たす役割（Grantら、2003）および治療ターゲットとしての役割（キムとグラント、2001）。 GDでの治療研究は、精神療法的アプローチと薬理学的アプローチの両方を指し、後の方が優勢です（Brewer et al。、2008; LeemanとPotenza、2012; イップとポテンザ、2014）。 薬物療法の中で、渇望/衝動性とオピオイド拮抗薬/セロトニン再取り込み阻害薬の有効性をテストするための治療結果との関係について予備研究が行われました。Brewer et al。、2008; LeemanとPotenza、2012）。 さらに、複数の行動療法は、GD症状（ギャンブル衝動など）およびギャンブル行動（例えば、Brewer et al。、2008; イップとポテンザ、2014).

IGDに関しては、ゲームへの渇望が強化され、IGD診断の中心的な批判者が示されました（Koら、2014）、中毒性の行動のコンポーネント（クスとグリフィス、2012）、その基礎となる神経基質（Ko et al。、2009a, 2013; Liuら、2016）および治療結果の指標（Hanら、2010, 2012）。 ただし、IGDの治療の臨床ターゲットとして渇望の役割を果たしているかもしれないかどうかはまだ調査されていません。

IGDに存在する介入研究によると、アプローチは主に前者が優勢である心理療法および薬理学的介入に焦点を当てています（ウィンクラーら、2013; キング＆デルファブロウ、2014）。 心理療法的介入の実践は、主に症状、ゲームの行動、およびインターネットゲームに関連する認知に直接焦点を当てていました（ウィンクラーら、2013; キング＆デルファブロウ、2014）、渇望などの嗜癖および再発に関連する要因への言及なし。 以前のいくつかの薬理学的介入の実践は、オンラインゲームへの渇望の緩和に対する薬の効果を実証していますが（Hanら、2010; Kimら、2012）、根本的なメカニズムは最新に明らかにされていません。 次に、過去の介入研究の一般的な制限として、XNUMXの研究全体のうちXNUMXつだけ（Du et al。、2010; スら、2011; Kimら、2012）フォローアップ評価を実施し、フォローアップ期間は1月（スら、2011）から6か月（Du et al。、2010; Kimら、2012）。 再発は介入結果の重要な指標であるため（キング＆デルファブロウ、2014; サイエット、2016）、長期的な追跡追跡は非常に重要です。 さらに、介入研究の焦点は、行動の変化のメカニズムにますます集中しているため（ロンボーとマギル、2011）、状態の理解を深めることができる有効な治療成分の調査は、特定の治療介入のメカニズムをさらに実証する上で重要です。 したがって、渇望行動介入（CBI）の有効成分と手術的変化のメカニズムが調査されます。

渇望について

渇望は、薬物使用を動機付ける薬物獲得状態と定義されており、中毒の分野における中心的な特徴として研究の焦点となってきた（サイエット、2016）。 21世紀以来、渇望に関する何千もの研究が発表されています（ティファニーとレイ、2012）、診断および統計的手動障害の第5版（DSM-5;に物質使用障害の診断基準としてある程度含まれる可能性があります。 アメリカ精神医学会、2013).

渇望は、中毒行動の予測と促進に重要な役割を果たします（Serre et al。、2015）と再発（Bakerら、2006）、これは介入の実践を含む多数の研究で実証されています（サイエットとティファニー、2013）。 同様に、IGDの分野でも、IGDの大学生と送金済みの学生を区別するために、渇望の基準が88％の診断精度を持っていることが研究によって確認されています（Koら、2014）、およびそのブプロピオン徐放治療は、薬物渇望を軽減することがわかっているため、ゲームの合計プレイ時間とキュー誘導関連脳領域の活動を大幅に減少させました（Hanら、2010).

渇望を狙った介入のメカニズムには、ボトムアップ方式での渇望反応性低下とトップダウン方式での渇望規制という2つの原因経路があります（シンハ、2013; Westbrookら、2013）。 前者は、ネガティブな感情状態、強迫的な「望ましくない」状態を弱める、または依存症に関連する手がかりの露出と渇望または薬物探索の間の関連性を弱めることによって、渇望反応性および神経円の直接的な減少を指します。 トップダウン経路に関しては、大規模な一連の作業により、行動アプローチに対する抑制的制御の崩壊が特定されています（サイエットとクレスウェル、2016）、規制介入への渇望からの神経証拠によって実証されています（Koberら、2010）。 自己制御と渇望の調節を改善することは、長期的には、接近する行動を引き起こす渇望回路の再活性化を減少させる可能性があります（シンハ、2013）。 私たちの知る限り、介入の実践において渇望を軽減する戦略と抑制制御戦略の両方の要素を含む以前の研究はないため、渇望の軽減に対する2つの経路の潜在的な影響は明確ではありません。

ボトムアップ経路

渇望と感情

前述のモデルによると（Bakerら、2004）、依存症は連想学習メカニズムによって開発され、負の強化によって永続化されます。 負の（たとえば「ストレス」のとき）情動状態とSUDを持つ個人の間の物質使用との間の十分に確立された連想記憶は、物質への渇望（Westbrookら、2013）、および再発（スキナーとオービン、2010）。 否定的な感情とギャンブルへの渇望との相関関係もGDで明らかにされています（de Castro et al。、2007）、および治療結果としての渇望に伴うマイナスの影響は、薬理学的治療に対する感受性を示しています（Fong et al。、2008）。 蓄積された証拠は、IGDと負の感情的経験（例、うつ病; Mengら、2014; Zhangら、2015; Yaoら、2017）、マインドフルネス瞑想を使用した予備的な介入により、マイナスの影響の軽減に効果があることがわかりました（Yaoら、2017）。 さらに、介入からのエビデンスは、マインドフルネスに基づく介入が、主に負の感情状態（例、うつ病や不安症）の軽減を通じて渇望の軽減に有効であることを示していることを示しています ?Westbrookら、2013）、および否定的な感情状態、渇望、および嗜癖行動間の関係を弱めることにより（ウィットキエヴィッツとボーエン、2010; Witkiewitz et al。、2011).

渇望と心理的ニーズ

心理的ニーズは、行動の変化を促進する最も重要な原動力の1つと考えられています（Liuら、2015）。 インターネット中毒の若者の圧倒的な内部動機を考慮して、インターネットの使用による心理的ニーズの充足が提案されています（スーラー、1999; メリルアンドクリスティン、2006）、通常の心理的ニーズを犠牲にして、IAD被験者の間で支配的な日常的な欲求につながります。 家族の結束と愛情（青年の関連性に対する心理的ニーズ）を高めることで渇望を減らすことを目的とした介入では、ヤングインターネット依存症尺度（YIAS）スコアの低下と家族の結束の改善（Hanら、2012）。 思春期のインターネット依存症を減らすための多家族グループ療法（MFGT）の別の研究では、思春期のインターネット利用の減少は、親と思春期のコミュニケーションと親密さの改善によって部分的に説明された（Liuら、2015).

トップダウン経路

渇望と時間管理

自主規制の失敗は、時間の主観的な経験を延長するように見えますが、それは渇望のある個人ではよりゆっくりと通過するように見えます（2003、Vohs and Schmeichel; Sayetteら、2005）。 たとえば、インターネットとFacebookに関連する刺激は、注意と覚醒に関連するメカニズムにより時間知覚を歪める可能性があります（ゴニディスとシャーマ、2017）。 ゲーム障害については、DSM-5のIGDの9つの基準のうち5つで、特定の機能としてインターネットゲームに過度の時間を費やしています（アメリカ精神医学会、2013）、および時間管理は、IGDの負の結果の根底にある主な要因の1つとして関係しています（Chenら、2003）。 また、計画された行動の理論（Ajzen、1991）、態度と行動の関係のモデル、個人の意図は、与えられた行動に強く関連しています。 意欲的な制御の下では、意図の構成要素として、知覚された行動制御（行動達成の可能性）と組み合わされた動機付けがパフォーマンスに影響を与えることが期待されます。 したがって、スケジュールを使用して個々のインターネットを再割り当てし、時間を使用して実際のインターネットと比較することにより、戦略は、態度と行動の対立を認識して渇望を調整し、禁欲に対する動機付けと自己効力感を高めるのに役立つ可能性があります。

渇望とインパルス制御

SUDとGDの両方の診断基準「コントロールの喪失」と「負の結果にもかかわらずエンゲージメントの継続」に関係する衝動性（アメリカ精神医学会、2013）、中毒のコアコンポーネント（ポテンザ、2008）、およびIGDの例外はありません（Petryら、2014）。 IGD参加者間の研究は、抑制制御の機能障害と依存性行動との関係を示唆しています（Mengら、2014; Yaoら、2015）、および意思決定の衝動性の低減における複合現実療法とマインドフルネス瞑想の効果を事前に実証しました（Yaoら、2017）。 さらに、神経研究からの証拠は、中毒における脳認知システムと報酬システムの間の不均衡を強調しました（Volkow and Baler、2014）、個人が攻撃的な思考や衝動的な攻撃的な行動を抑制することができなくなる（ジョージとコーブ、2010）。 依存症に関連する対処戦略トレーニングは、将来志向の目標に焦点を変えることによって、個人の衝動調節を促す可能性があります（Potenzaら、2011）、そして渇望、再発、および関連する脳の活性化を減らすことが示されています（Koberら、2010）。 したがって、衝動制御は、渇望と中毒行動の両方の調節のための別のモジュレーターであると仮定されています。

現在の研究では、うつ病の経験を解放し、若者の心理的ニーズの充足をインターネットから現実の生活に移し、ゲーム時間管理と衝動制御のスキル学習に対処し、体系的に調査することを目的としたCBIが開発されました。この行動介入の実践がIGDに及ぼす影響、影響の長期追跡の追跡、および介入の有効成分の検出。 前述の以前の調査結果に基づいて、次の仮説を立てました。（1）介入群は、対照群と比較して、介入の終了時および3か月および6か月のフォローアップ時に自己申告による渇望およびIGDの重症度の低下を示します。 ; 介入の有効性は、渇望の変化によって説明できます。 （2）介入グループの参加者は、うつ病の解放の改善、実生活における心理的ニーズの満足度、ゲーム時間管理、衝動調節を示しています。 （3）改善されたうつ病の解放、実生活における心理的ニーズの満足度、ゲーム時間管理、衝動調節は、渇望の変化を主に説明し、IGDの変化を直接説明することもできます。

材料と方法

一般

IGDを有する63人の個人がインターネットおよび地元の大学に掲示された広告を介して募集され、オンラインアンケートおよび電話スクリーニングを通じて選択され、介入の実践に含まれました。 男性と女性のIGDの非常に高い有病率を考えると（Ko et al。、2009b）、男性の参加者のみが含まれていました。

参加者の割り当ては、意欲とカリキュラムの取り決めに従って行われました。 44の63 IGDはCBI介入に割り当てられ（CBI +グループ、5治療グループの1つに）、他の19 IGDはコントロールグループ（CBI-グループ）に含まれ、それらの11には関連する空き時間がありませんでしたそして、残りの非治療はそれを求めています。 インフォームドコンセントの後、コントロールグループの個人が介入の待機リストに追加されました。 （図を参照 1 介入プロセスと参加者のフロー図）。

  

図1。 介入プロセスと参加者のフロー図.

参加者は、週ごとのインターネットゲーム時間とChen Internet Addiction Scale（Chenら、2003）。 IGDの包含基準は次のとおりでした：（1）CIASの67以上のスコア（Ko et al。、2009b）; （2）少なくとも20年間、週に1時間以上インターネットゲームに参加。 （3）インターネットゲームを主要なオンラインアクティビティとして報告（Yaoら、2014, 2015）。 除外基準は、アルコールを含む物質の乱用または依存に関するDSM-5基準を満たす候補者を除外するために、半構造化された個人面接を通じて評価されました。 さらに、違法薬物の現在または過去の使用およびギャンブルの経験（オンラインギャンブルを含む）を報告した参加者は除外されました。 さらに、精神疾患または神経疾患の自己報告歴、および向精神薬の現在の使用は除外されました（Yaoら、2015).

タバコ使用特性は、ニコチン依存症のFagerstromテスト（FTND; Fagerstrum、1978）、ニコチン依存の個人は除外されました（すなわち、FTNDスコアが6以上の個人; Fagerstrom et al。、1990）。 アルコール消費は、アルコール使用障害特定テスト（AUDIT-C; ブッシュら、1998）、およびAUDIT-Cスコアが5以上の参加者（ドーソン他、2005）ミシガン州アルコール依存症スクリーニングテスト（MAST; セルツァー、1971）さらにスクリーニングするため。 MASTでスコアが6以上の個人は、アルコール依存症から除外されました。 現在のうつ病および不安症状は、Beck Depression Inventory（BDI; Beckら、1961）およびBeck Anxiety Inventory（BAI; Beckら、1988）、それぞれ。

この研究は、北京師範大学心理学部の施設内倫理委員会によって承認されました。 すべての参加者は書面によるインフォームドコンセントを提供し、その時間に対して経済的に補償されました。

介入

CBIは、行動療法と集団療法で同様の臨床的背景を持つ4人のセラピストが実施する、6週間、週に1度行われる対面集団療法プログラムでした。 1組のセラピストがランダムにCBI +グループに割り当てられました。 介入中の44 IGD参加者は、各グループ8〜10の5つのグループに分けられました。 その中で、3つのグループは2人のセラピストによって実施され、他の2つのグループは別の2人のセラピストによって介入されました（表S1を参照）。 各セッションには、5〜2.5 hの3パーツが含まれていました。ウォームアップ演習、最後のセッション（最初のセッションを除く）からの宿題に関する議論、主要な構造化アクティビティ、簡単な要約、宿題。

各セッションのトピックは次のとおりです。（1）セッション1、インターネットゲームに対する主観的な渇望を理解および認識し、渇望を引き起こす可能性のあるゲーム関連のシーンを一覧表示します。 （2）セッション2、渇望に関する不合理な信念を認識してテストし、他の可能な推論を探求する。 （3）セッション3、渇望を引き起こす感情を検出し、規制の効果的な経験を検索します。 （4）セッション4、参加者の心理的ニーズの充足をインターネットから現実に移し、仲間との適応関係を構築する。 （5）セッション5、渇望に対処するための時間管理とスキルトレーニング。 （6）セッション6、CBIのレビューと要約を通じて介入の有効性を維持し、将来の日常生活のための適応的で前向きな計画を立てる。 各セッションには、各セッションの焦点に関連するマインドフルネストレーニングがあります。 さらに、宿題として介入時間外に渇望を経験するたびに、マインドフルネストレーニングが自己管理されました。

測定

インターネット中毒障害

インターネットの使用と中毒の重症度を評価するために設計された中国のインターネット中毒スケール（CIAS）は、耐性、禁断、強迫的なインターネットの使用、時間管理、および対人関係の問題と健康的な問題に関連する26項目で構成されています（Chenら、2003）。 この研究では、主に参加者のスクリーニングにCIASを利用しました。 各アイテムは、1（強く同意しない）から4（強く同意する）までのスケールを使用し、CIASの合計スコアはアイテムの合計によって計算されます。 大学生のCIASの信頼性と妥当性は以前に実証されています（Chenら、2003）。 この研究におけるクロンバックのアルファは0.88でした。

インターネットゲーム障害（IGD）

問題のあるオンラインゲーム使用スケール（POGUS）は、人々がオンラインゲームを過度に使用し、その結果、否定的な結果（つまり、心理的、社会的、学校、および人の生活における仕事上の困難）をもたらす尺度です。 ミンとキム、2010）。 POGUSは20アイテムで構成され、各アイテムの評価は1（完全に不一致）から5（完全に一致）の範囲であり、合計スコアはアイテムの合計によって計算されます。 スケールの中国語適応は、以前の研究で使用されています（Zhangら、2012）、0.92のスケールのクロンバックのアルファと0.75の再テストの信頼性。 この研究におけるクロンバックのアルファは0.89でした​​。

オンラインゲーム（VAS）への渇望

物質使用とオンラインゲームに対する主観的な渇望に関する以前の研究によれば、参加者に対して、オンラインゲームをどのくらい欲求しているかについて単一項目の尺度が実施されました（ティファニー他、2000; Ko et al。、2009a）。 スケールの評価は、1（まったくない）から7（非常に広範囲の渇望）の範囲であり、スコアが高いほど、より渇望する被験者が感じます。

ベックの鬱病目録

うつ病は、ベックのうつ病目録の中国語版–第XNUMX版（BDI-II; Beckら、1961; Wangら、2011）、過去21週間のうつ病の特定の症状を評価する2の多肢選択形式の項目で構成される尺度で、各回答には1〜4のスコアが与えられます。合計BDIスコアは、項目のスコアを合計することによって計算されます。 この研究では、クロンバックのアルファは0.88でした。

心理的必要性のオンラインでの感謝（サイニーズ）

修正された大学生の心理的ニーズと満足度アンケート（CSPNIGQ、 ワンら、2010）は、参加者の心理的ニーズの現実とインターネットからの満足度を評価するために実施されました。 CSPNIGQの44つのサブスケールのうちの1つを組み合わせて：現実満足度アンケートとインターネット満足度アンケートを元の構造と組み合わせて、変更されたスケールには、5種類のニーズを活用する0.93項目が含まれています：力の必要性、アイデンティティ、挑戦への対応、社会的（対人的相互作用）、現実、自律性、認識および達成を回避します。 アイテムの評価は、XNUMX（主に実生活で満足）からXNUMX（主にインターネットで満足）の範囲です。 質問票は、構造の妥当性、一貫性、分割の半分、および再テストの信頼性が良好です。 CFAは、モデルがデータに最適であり、合理的な構造を持っていることを示しています。 合計スコアは項目の合計によって計算され、参加者のスコアが高いほど、心理的ニーズのインターネット満足度が高くなります。 この研究では、クロンバックのアルファはXNUMXでした。

インターネット利用におけるインターネットゲームプレイの割合

参加者は、インターネットの使用時間（インターネットゲーム時間を含む）とインターネットゲームに費やした時間（週あたり）を報告しました。 そして、彼らがゲームに費やした割合は、彼らのゲーム時間をインターネットで過ごした全時間で割ることから計算されました。

Barratt Impulsivity Scaleバージョン11（BIS-11）

BIS-11の中国語版（Pattonら、1995; Liら、2011）注意衝動性、運動衝動性、および計画外衝動性を含む衝動性を測定するように設計された30の自己管理項目が含まれています。 すべての項目は4段階で回答されます（「1」はほとんど/まったくない、「2」は時々、「3」は頻繁、「4」はほとんど常に/常に）、4は最も多いことを示しますインパルス応答。 すべての項目の合計スコアが高いほど、衝動性のレベルが高くなります。 この研究では、クロンバックのアルファは0.54でした。

研究手順

この研究の手順は次のとおりです。（1）渇望行動介入は、行動療法、集団療法、以前の介入実践、および実証的研究の理論的枠組みに基づいて開発されました。 介入の有効性を評価し、潜在的な問題を修正するために、介入が開始される前にIGDの8人の個人を対象にパイロット研究が実施されました。 （2）採用された参加者は、スケジュールと意欲に応じて介入（CBI +）グループとコントロール（CBI-）グループに分けられ、参加についてインフォームドコンセントが提供されました。 （3）CBI +グループは、介入前（T1）と介入後（T2）、3か月（T3）と6か月（T4）のフォローアップでも評価を完了するように求められ、CBI-グループは同じ時点で4つの評価セッションを完了します。 （100）参加者全員にXNUMX円の参加費が支払われました。 手順の詳細を図に示します。 1.

結果

介入の有効性

ベースライン（T1）での人口統計特性とインターネット関連の測定値は、CBI +グループとCBI-グループの間で比較され、有意なグループの違いは確認されませんでした。 AUDIT-Cによれば、34 CBI +参加者の44と13 CBI-参加者の19は、時々アルコールを飲む人（依存しない飲酒者）でした。 AUDIT-Cのスコア≥5で定義されているように、どの参加者もアルコール依存の基準を満たしていませんでした。 3人のCBI +参加者と1 CBI-がたばこを吸うことを時折報告しました（表を参照） 1).

  

テーブル1。 CBI +とCBI−グループの間の人口統計学的特性.

反復測定ANOVAの結果（表を参照 2）IGD（POGUSのスコア）の重症度についての評価（介入前後/評価）の相互作用によってグループ（CBI +およびCBI-）を示した[F_（3、54） = 9.08、 p <0.001]、および単純効果テストは、CBI +グループのXNUMXつの時点の測定値間で有意差を示しました[F _（3、53） = 64.76、 p <0.001]、これは介入効果が介入後約6か月維持されたことを示しています。 さらに、 事後 介入グループ内のテストでは、時間2（T1–T2 = 21.11、 p <0.001）、時間3（T1–T3 = 24.54、 p <0.001）、時間4（T1–T4 = 24.42、 p <0.001）ベースライン測定値と比較して、T2、T3、およびT4の間に有意差は見つかりませんでした。 対照群では、単純な効果テストにより、IGDの重症度のXNUMXつの時点の測定値に有意差が示されました[F_（3、53） = 3.27、 p <0.05]。 ただし、対照群のスコアは、介入群よりも一貫して高くなっています。

  

テーブル2。 T1、T2、T3、およびT4でのCBI +グループとCBI-グループ間の測定された変数の比較.

自己申告の渇望（VASのスコア）も評価相互作用によるグループを示した[F_（3、54） = 8.67、 p <0.001]。 単純効果テストでは、CBI +グループの測定時間に沿って有意差が示されました[F_（3、53） = 10.84、 p <0.001]。 事後 CBI +グループ内のテストでは、時間2（T1–T2 = 1.11、 p <0.001]、時間3（T1–T3 = 1.22、 p <0.001）、および時間4（T1–T4 = 1.19、 p <0.001）ベースライン測定値と比較して、T2、T3、およびT4の間に有意差は見られませんでした。これは、介入後も介入効果が維持されたことを示しています。 対照群では、渇望に有意差は見られなかった[F _（3、53） = 2.04、 p > 0.05; 表を参照してください 2].

渇望規制の調停効果

IGDを軽減するための渇望を目的とした介入の即時、短期、および長期の影響を調べるために、1つのメディエーションモデルが実施され、テストされました。 グループ（介入と制御）を独立変数として設定し、渇望との変化値（即時：ΔX= T2–T1;短期：ΔX= T3–T1;長期：ΔX= T4–TXNUMX）それぞれメディエーターおよび従属変数としてのIGDの重大度。

調停効果のテストの結果は、介入と自己申告の渇望の変化が41％（F = 20.83、 p <0.001）、36％（F = 16.51、 p <0.001）、および33％（F = 13.56、 p <0.001）IGDの即時、短期、および長期の緩和における変動（図を参照） 2）。 渇望の変化の媒介効果は、22.56、22.05、および18.06％であり、介入とIGD緩和の関係の間の部分的な媒介効果を示しています（図を参照） 2).

  

図2。 IGDの緩和に対する渇望を狙った介入の調停効果。 （A） IGDの軽減のための渇望行動介入の即時効果（事前事後介入）。 （B） IGDの緩和のための介入の短期的な効果（介入前および3月のフォローアップ）。 （C） IGDの緩和のための介入の長期的な効果（介入前および6月のフォローアップ）。 ⁺p <0.10; *p <0.05; ***p <0.001。

介入の有効成分の探索的分析

私たちはうつ病の解放を仮定したので、若者の心理的ニーズの充足をインターネットから現実の生活に移し、渇望を目的とした介入の有効成分としてのゲーム時間管理と衝動調節の対処スキル学習、介入前後のこれらの変数の変化（ CBIグループの時間1と2で）介入グループと対照グループの両方について測定されました。 評価の相互作用による重要なグループは、うつ病とゲーム時間の割合について別々に見つかりました[F_（1、59） = 6.46、 p <0.05; F_（1、59） = 5.79、 p <0.05]。 単純な効果テストでは、介入群のXNUMXつの時点の測定値に有意差が見られました[うつ病、 F_（1、57） = 34.95、 p <0.001; ゲーム時間の割合、 F_（1、57） = 31.68、 p <0.001]、対照群では有意差は見られませんでした。 心理的ニーズの充足に関しては、CBI +グループで表示された前後の測定値の大幅な減少[F_（1、57） = 7.81、 p <0.01] CBI-グループに違いは見られませんでした。 衝動性のスコアには、相互作用も単純な効果も見られませんでした（表を参照） 3).

  

テーブル3。 T1およびT2の時点でのCBI +グループとCBI-グループ間の有効成分の比較.

彫刻介入の効果が主要なプロセス変数によって媒介されるという仮説を調べるために、即時、短期、および長期の効果に個別に関連する3つの階層的重回帰分析を実行しました（表を参照） 4）。 調停効果を調べる前に、介入後の値の変化（ΔX）が、ベースラインから介入後の測定値を差し引くことにより、うつ病の解放、心理的ニーズの充足、ゲーム時間の割合、およびCBI +グループ間の衝動性の変化に対して作成されました（ ΔX= X_T1 − X_T2）。 異なる時点の渇望値の変化は、ベースラインから評価後の時点の測定値を差し引くことによって作成されました（つまり、効果ΔX即時= X_T1 − X_T2;ΔX短期= X_T1-バツ_T3; ΔX長期= X_T1-バツ_T4).

  

テーブル4。 介入後の介入変数の変更された値に対する渇望の変更値の回帰（ΔX= X_T1−X_T2).

うつ病の解放と心理的ニーズの充足のシフトの値の前後の変化は、渇望の変化を予測する可能性があります（前後および6か月前の追跡測定）。 結果は、個人の渇望の変化の分散の32％（前後）と31％（6か月前のフォローアップ）を示しました（R² = 0.32、 R² =それぞれ0.31）は、うつ病の放出の改善と心理的ニーズの充足のシフトによって説明されました（表を参照） 4）。 私たちの仮説に反して、ゲーム時間と衝動性の割合は、渇望の変化を大きく予測できませんでした。 したがって、うつ病と心理的ニーズのみが渇望行動介入の有効成分です。

さらに、3つの階層的な重回帰分析を実施して、渇望の影響が抑制された場合のIGDの緩和に対する有効成分の部分的な効果を調査しました。 結果は、ゲーム時間と衝動性の割合が渇望の影響を制御した後のIGDの長期的な変化をわずかに予測できることを明らかにしたが、うつ病の放出とIGDの緩和に対する心理的ニーズの充足には有意な効果は見られなかった （表を参照 5).

  

テーブル5。 介入後の測定変数の変更値に対するIGDの変更値の回帰（ΔX= X_T1−X_T2).

議論

私たちの知る限り、現在の研究は、IGDを持つ個人の問題のあるインターネットゲーム行動に対する渇望を目的とした介入の効果と有効成分を調べる最初の研究です。 私たちが仮説を立てたように、CBIはIGDの重症度を効果的に軽減することができ、渇望の価値の変化はIGDの軽減を部分的に説明することができます。 この研究はさらに、うつ病の検出と心理的ニーズを伴う渇望を目的とした介入実践の有効成分を調査し、事後および6か月の追跡測定での個人の渇望の変化の分散を説明しました。

IGDの改善における渇望規制の影響

渇望は中毒行動と再発を直接引き起こす可能性があります（シンハ、2013）。 現在の研究では、CBI-グループと比較してCBI +グループでは介入直後のIGDの渇望と重症度の有意な減少が観察されました。これは、薬理学的渇望介入を使用したIGDに関する以前の研究と一致しています（Hanら、2010）、および行動アプローチ（Hanら、2012; Zhangら、2016）。 この結果は、オピオイド拮抗薬によって中核成分としての渇望と敏感な指標を減らすことができるというギャンブル障害の介入研究と一致しています（Grantら、2003; Brewer et al。、2008）、GDの症状としての複数の行動療法によっても（イップとポテンザ、2014）。 さらに、嗜癖に関する治療研究に沿って（McCarthyら、2008; Piper et al。、2008; Subbaraman et al。、2013）、および渇望が薬物使用を直接促進するか、または再発の前駆体として作用する可能性があるという仮定（ティファニーとレイ、2012）、IGDの介入と重症度の関係に対する渇望軽減の部分的な調停効果が実証されました。 つまり、渇望は治療の結果だけでなく、CBI介入を通じてIGDの重症度を低下させるのに重要な役割を果たす連鎖内でもあります。 したがって、IGD治療における重要な治療標的としての渇望の妥当性が示唆されています。

さらに、3および6月のフォローアップは、ゲーム中毒行動に対する渇望介入の短期的および長期的な影響を追跡するために実施されましたが、GDの介入研究にもこの制限があります。 仮説として、CBI +グループでは介入の安定した維持効果が見られ、渇望を狙ったアプローチが介入効果の持続に非常に役立つことを示しています。 同様に、薬物使用治療の実践からの証拠も、4から12ヶ月に及ぶ中毒の特性に対する渇望調節モジュールの長期的な影響を明らかにしました（Piper et al。、2008; ウィットキエヴィッツとボーエン、2010; Witkiewitz et al。、2011）。 まとめると、これらの結果は、治療によってもたらされる渇望の軽減が長期的な肯定的な結果を媒介する可能性があるという仮定をしっかりと支持している（ティファニーとレイ、2012).

渇望行動介入の有効成分

渇望の軽減が中毒療法の貴重なエンドポイントになる可能性があることを考えると（Addolorato et al。、2005; オブライエン、2005）、関連する誘導要素は、渇望軽減に影響を与える有効成分として作用する可能性があります。 本研究では、うつ病の放出を検出し、心理的ニーズの満足度をインターネットから現実の生活にシフトすることで、介入後と6月のフォローアップの両方で渇望の改善を有意に予測しました。 同様に、以前の多くの研究では、物質使用障害における負の感情（うつ病など）またはストレスと中毒の重症度との関係に対する渇望改善の調停効果が観察されています（ウィットキエヴィッツとボーエン、2010; Witkiewitz et al。、2011）および行動障害（Chaoら、2015）。 最近のレビュー研究では、さまざまな感情状態が渇望を引き起こし、状況に応じて変化する、感情としての渇望のフレームワークを仮定しています（ヘックマンら、2013; サイエット、2016）。 この研究における感情調節トレーニングは、主にうつ病について、渇望を改善するための接近行動との関連を緩和および弱めることにより、即時効果と持続効果の両方が実証されています。

インターネットの代わりに実生活からの心理的ニーズの若者の満足度を改善することは、この介入実践のもう一つの有効成分です。 インターネット中毒障害のある青年に関する以前の研究では、インターネット中毒の減少に対する心理的ニーズの充足の変化の直接的な影響が見出されました（Liuら、2015）。 現在の研究では、IGDでの心理的ニーズの変化のメカニズムをさらに明らかにしました。これは、インターネットゲームの依存度を減らし、ゲームへの渇望を軽減するために、日常生活活動（例えば、スポーツ、適応性過去の調査結果をサポート（Liuら、2012）。 同様に、家族の団結と愛情を高めることを目的とした家族療法アプローチを使用したIGDの青年に対する介入研究は、渇望を減らし、家族の団結感を改善しました（Hanら、2012）。 まとめると、不適合な欲求としてのオンラインゲームへの渇望は、特定の刺激や適応値を持つ情報を特権化する基本プロセスを「ハイジャック」する可能性があります（Volkow and Baler、2014; サイエット、2016）。 したがって、インターネットから実生活へのニーズ充足の移行に関する行動訓練は、改善を渇望する有望なアプローチである可能性があり、より多くの研究をサポートする必要があります。

6-月-フォローアップ段階を除き、2つの成分が介入直後段階と3-月-フォローアップ段階の両方で有効であったことは注目に値します。 これには2つの潜在的な解釈があります。 第一に、習慣性行動の停止は、強い行動アプローチとそうすることの回避を同時に伴う、ムードの両価を引き起こす重要なストレッサーです（Westbrookら、2013; サイエット、2016）。 次に、行動変化のトランス理論モデル（TTM）に基づいて（プロチャスカとヴェリカー、1997）、これは、健康行動の変化が、事前熟考、熟考、準備行動および維持段階を含む5つの段階を経た進展を含み、行動変化のプロセスが線形ではなくむしろスパイラルであると仮定し、介入グループの参加者は行動からの移行を提示する3か月のフォローアップ中にメンテナンス段階に移行すると、進行は退行しても不安定になります。

ただし、ゲーム時間の割合と衝動性の予測効果は、渇望またはIGDの改善のいずれにも見られませんでした。 対処戦略としてのゲーム時間管理は、インターネットゲームにかかる参加者の割合を改善するのに役立ちました。 しかし、これらXNUMXつの要素が渇望やIGDの改善に及ぼす影響は見つかっていません。 同様に、衝動性とセロトニン再取り込み阻害薬の有効性をテストするための治療結果との関係について行われたGDの研究でも、一貫性のない有効性が見つかりました（LeemanとPotenza、2012）。 説明できる3つの変更があります。 第一に、渇望を狙った介入の実践では、ボトムアップ（感情の軽減と心理的ニーズの充足）とトップダウンのアプローチ（時間管理と衝動制御）の両方が使用されました。 そして、結果によると、ボトムアップパスがより支配的である可能性があり、これは既存の証拠（Tangら、2013; Westbrookら、2013）。 第二に、行動中毒における衝動性の退出前の精神神経の赤字は、ベースラインでのより良い自己制御の要件のため、制御関連のトレーニングの有効性を弱める可能性があります。 最後に、衝動性は人格の比較的安定したセクションであるため（Pattonら、1995）および中毒のサブセプタブル特性により、6週の介入による影響は繊細すぎるため、検出するためのより感度の高いインデックスが必要であることを検出できません（認知タスクまたはニューラルイメージング戦略）。

含意と制限

多くの以前の研究では、渇望が嗜癖と再発に影響を与える重要な要素であると主張していましたが、この研究は、介入データによってIGDに対する渇望の影響と影響メカニズムを明らかにした最初のものであり、渇望とIGDに関する理論を発展させる説得力のある証拠を提供しました。 さらに、この研究は、IGDの改善における渇望調節の中心的役割を確認し、渇望行動介入の有効成分を示しました。これは、将来のIGDの介入方向に光を当て、最終的にはより多くのIGDを救います。

ただし、この調査にはいくつかの制限があります。 グループ介入アプローチが採用されたため、参加者はスケジュールの取り決めと意欲に基づいて割り当てられました。つまり、参加者は介入グループまたは対照グループにランダムに割り当てられませんでした。 したがって、この研究には無作為化が欠けています。 XNUMXつのグループ間のベースライン比較では有意差は示されず、研究の結果が信頼できることを示していますが、これでも研究の説得力が弱まる可能性があります。 さらに、この研究の対象はすべて学部生であったため、結果は他の集団に一般化されない可能性があります。 したがって、将来の研究では介入慣行の一般化に注意を払う必要があります。

さらに、参加者の疲労、退屈、さらには無駄を考慮して、追跡測定の構造を単純化し、有効成分の追跡が不足しました。 有効成分の変化と、それが渇望とIGDに与える影響を追跡し続けるために、さらなる臨床研究が試みられれば、より明確になるでしょう。 さらに、この研究におけるクロンバックの衝動性尺度バージョン11（BIS-11）のアルファは低かった。これは、中国の大学生の間で行われたこの楽器の信頼性に影響を与えたカルチャーショックが原因である可能性がある。 別の解釈は、IGDと他の精神障害との特性の違いかもしれません。 したがって、中国の大学生（特にIGDの大学生の間）のより多くのサンプルを使用してBIS-11の心理測定特性を修正および決定するための研究が将来必要です。

著者寄稿

XFは研究のコンセプトとデザインを担当しました。 LL、CX、JL、およびJZは、介入の実践とデータ収集に貢献しました。 LD、LL、およびXFは、データ分析および調査結果の解釈を支援しました。 LLとLDは原稿を起草しました。 XFは、知的コンテンツの原稿の重要な改訂版を提供しました。 すべての著者は、出版のために提出された原稿の最終版を批判的にレビューし、承認しました。

利益相反に関する声明

著者らは、潜在的な利益相反として解釈される可能性がある商業的または金銭的関係がない状態で研究が行われたと宣言しています。

謝辞

この研究は、中国国立科学財団（プロジェクト番号31170990およびNo. 81100992）、中国教育省（番号15YJC190035）が支援する人文社会科学プロジェクトによってサポートされました。 すべての参加者の研究への努力に感謝します。

補足資料

この記事の補足資料は、次のWebサイトで入手できます。 http://journal.frontiersin.org/article/10.3389/fpsyg.2017.00526/full#supplementary-material

参考文献

キーワード：渇望行動介入、インターネットゲーム障害、大学生、有効成分、うつ病、心理的ニーズ

引用：Deng LY、Liu L、Xia CC、Lan J、Zhang JT、Fang XY（2017）大学生のインターネットゲーム障害の改善における渇望行動介入：縦断的研究。 前面。 サイコロル。 8：526 土井：10.3389 / fpsyg.2017.00526

受信：11 9月2016; 受け入れ：22 3月2017;
公開：10 April 2017。

Copyright©2017 Deng、Liu、Xia、Lan、Zhang、Fang。 これは、 クリエイティブコモンズ表示ライセンス（CC BY）。 他のフォーラムでの使用、配布または複製は、原著者またはライセンサーに認められ、本ジャーナルの原著論文が認められた学術慣習に従って引用されていることを条件として許可されます。 これらの条件に従わない使用、配布、複製は許可されていません。

*通信：Xiao-Yi Fang、 [メール保護]

^†これらの著者は、この作業に等しく貢献しています。