(CAUSATION) 자기보고 된 게임 장애와 성인 주의력 결핍 과잉 행동 장애 간의 양방향 연관 : 젊은 스위스 남자 (2018)의 샘플로부터의 증거

앞. 정신과, 11 12 월 2018 | https://doi.org/10.3389/fpsyt.2018.00649

사이먼 마멧1*, 조셉 스튜더1, 베로니크 S. 그라지올리1 및 게르하르트 그멜1,2,3,4

  • 1알코올 치료 센터, 로잔 대학 병원/CHUV, 로잔, 스위스
  • 2중독 스위스, 로잔, 스위스
  • 3중독 및 정신 건강 센터, 토론토, ON, 캐나다
  • 4University of the West of England, Frenchay, Bristol, United Kingdom 보건 및 사회 과학과

배경: 도박 장애 (GD)는 주의력 결핍 과잉 행동 장애 (ADHD)와 동시에 발생하는 것으로 나타 났으 나, 지금까지 거의 연구가 종간 연관성을 조사하지 못했습니다.

방법 : 샘플에는 5,067 젊은 스위스 남성이 포함되었습니다 (평균 연령은 20 년 1 년, 25 년 3 년). 게임 중독 척도 (Game Addiction Scale)와 성인 ADHD 자기보고 척도 (6-item screener)가 측정되었습니다. GD와 ADHD의 이원 측정에 대한 자동 회귀 교차 지연 모델을 사용하여 부작용과 과다 활동의 GD 점수와 ADHD 하위 척도에 대한 지속적인 측정을 사용하여 종단 연관성을 테스트했습니다.

결과 : 20세의 ADHD는 25세의 GD 위험을 증가시켰습니다(probit = 0.066[0.023, 0.109]; p = 0.003). 20세의 GD는 3파동에서 ADHD의 위험도 증가시켰습니다(프로빗 = 0.058[0.013, 0.102]; p = 0.011). ADHD 부주의 하위척도만이 GD 점수와 양방향 세로 관계를 보였습니다(20세의 부주의에서 25세의 GD 점수로 표준화된 베타: 0.090 [0.056, 0.124]; p < 0.001; 20세의 GD 점수에서 25세의 부주의까지: 0.044[0.016, 0.071]; p = 0.002), 과잉 행동 하위 척도와 GD 사이의 연관성은 유의하지 않았습니다.

토론 : GD는 ADHD가 GD 및 GD에 대한 위험을 증가 시킴에 따라 ADHD에 대한 위험을 증가시키고, 서로를 강화할 수 있다는 점에서 ADHD와의 양방향 종단 연관성을 가졌다. 이러한 연관성은 과다 활동성 ADHD 구성 요소보다 부주의 ADHD 구성 요소에 더 많이 관련 될 수 있습니다. ADHD 또는 GD를 가진 사람들은 다른 장애를 가려야하며, GD 예방 조치는 ADHD 환자를 대상으로 평가되어야합니다.

개요

게임 장애

비디오 게임은 젊은이들 사이에서 널리 퍼진 활동입니다. 게임은 대부분의 사람들에게 다른 많은 활동과 마찬가지로 문제가 되지 않는 여가 활동이지만(1), 그것은 일부 사람들에게 문제를 일으키고 결국 게임 장애(GD)를 초래하며, 유럽 청소년을 대표하는 일반 인구 조사에서 유병률 추정치는 약 1~5%입니다(2-4). 유병률은 아시아 국가에서 더 높을 수 있습니다(4, 5). GD는 젊은 연령층과 남성에서 더 흔합니다(3, 4, 6). GD는 사회적 및/또는 정서적 문제를 초래하는 비디오 게임의 과도하고 강박적인 사용으로 정의되었습니다(7). 또한 주요 우울증, 주의력 결핍 과잉 행동 장애(ADHD), 불안 및 사회 공포증/불안과 같은 여러 정신 건강 문제와 관련이 있습니다.8, 9). GD를 행동(즉, 물질이 아닌) 중독/장애로 분류해야 하는지에 대해 약간의 논란이 있습니다(10-12). 이것은 정신 장애 진단 및 통계 편람(DSM-5)의 현재 제XNUMX판에는 포함되어 있지 않습니다(13). 그러나 GD 하위 유형, 즉 인터넷 게임 장애는 DSM-5의 정신 장애로 포함하기 위해 고려 중입니다. GD는 현재 국제질병분류(ICD-10)에도 포함되어 있지 않지만 곧 출시될 ICD-11에는 게임장애로 포함될 예정이다.14), DSM-5와 달리 접두사 "인터넷"이 없습니다. "게임 장애", 특히 "게임 중독" 또는 "문제성 도박"에 대해 다른 용어가 사용됩니다. 여기서 "게임 장애"라는 용어를 사용하는 이유는 DSM-5 및 ICD-11에서 이 용어를 사용할 경우 향후 가장 많이 사용되는 용어가 될 가능성이 있기 때문입니다. 현재 연구는 GD가 젊은 남성의 또 다른 일반적인 장애, 즉 ADHD와 어떻게 관련되어 있는지 종단적으로 조사합니다.

주의력 결핍 과잉 행동 장애 (ADHD)

ADHD는 신경 발달 장애로 분류됩니다. 부주의(예: 종종 산만함)와 과잉 행동(예: 움직이고 싶은 충동)의 두 가지 구성 요소로 특징지어집니다.13). 학령기 아동의 ADHD 유병률은 약 5~7%입니다(15). 그러나 연구에 따르면 ADHD의 증상은 약 2.5~5/XNUMX의 사례에서 성인기까지 지속될 수 있으며 ADHD는 일반 인구의 XNUMX~XNUMX%에 영향을 미칠 수 있습니다.15). 치료하지 않으면 ADHD는 행동, 정서적, 사회적, 학업 및 직업상의 문제와 관련이 있습니다.15). 또한 ADHD는 정신 건강 문제 및 중독 장애와 관련이 있는 것으로 밝혀졌습니다.16-20)뿐만 아니라 낮은 삶의 만족도(21).

ADHD와 게임

GD와 ADHD 사이의 연관성에 대한 연구는 상대적으로 거의 없었습니다. 이것은 부분적으로 DSM-5가 추가 연구의 조건으로 인터넷 GD를 포함하기 전에, 2013년에 인터넷 GD가 종종 인터넷 중독과 함께 연구되었고, 그 이후에야 독립적인 조건으로 연구되었기 때문입니다.22). 최근 리뷰에서 González-Bueso와 Santamaría(8)은 특히 인터넷 게임 장애와 ADHD 사이의 연관성을 조사한 85건의 연구를 확인했으며, 그 중 4.25건(XNUMX%)이 유의한 연관성을 보고했으며, 이 중 XNUMX건은 큰 효과 크기(OR ≥ XNUMX)를 보고했습니다. 유일한 종단 연구(23)이 리뷰에 포함되어 GD와 ADHD 사이에 연관성이 없다고 보고했습니다. 이전 검토에서도 이러한 연관성(22). 위의 검토에 포함되지 않은 청소년 샘플(GD가 과잉 샘플링될 위험이 높은 청소년 포함)에 대한 보다 최근의 종적 연구에서는 부모가 보고한 과잉 행동/부주의가 1년 후 자체 보고된 인터넷 GD를 예측했지만, 자체 보고된 인터넷 GD는 1년 후 부모가 보고한 과잉 행동/부주의를 유의미하게 예측하지 못했다(24).

ADHD의 부주의 및 과잉 행동 하위 척도와의 연관성에 대해 최근의 또 다른 연구에서는 청소년의 주의력 문제(부주의 하위 척도만 측정됨)가 1년 후 인터넷 GD를 예측한다고 보고했습니다(25). 205명의 성인을 대상으로 한 단면 연구에서도 GD는 ADHD의 부주의 하위 척도에만 연결되어 있고 과잉 행동 하위 척도에는 연결되어 있지 않은 것으로 나타났습니다.26). 대조적으로, 어린 아이들에 대한 연구(27)는 부주의 하위 척도가 여아의 GD와 더 강하게 연관되어 있는 반면, 과잉 행동 하위 척도는 남아의 GD와 더 강하게 연관되어 있음을 발견했습니다.

ADHD와 GD 사이의 연결에 대해 몇 가지 이론이 제안되었습니다. 예를 들어, "최적의 자극 모델"은 ADHD를 가진 개인이 기분 좋은 각성 수준에 도달하기 위한 더 높은 임계값을 가지고 있으며 빠른 운동 반응을 요구하는 컴퓨터 게임의 빠른 시각적 및 청각적 자극이 이 수준에 도달하는 한 가지 방법일 수 있다고 제안합니다.27). 또 다른 이론인 "지연 혐오 이론"은 ADHD를 가진 개인이 더 큰 지연된 보상보다 더 작은 즉각적인 보상을 선호하며 컴퓨터 게임은 그러한 즉각적이고 지속적인 보상을 제공할 수 있음을 시사합니다.27). 또한, ADHD가 있는 개인은 도파민 신경 전달의 결핍과 함께 ​​보상 결핍 증후군으로 고통받을 수 있습니다. 따라서 상당한 도파민 방출을 초래하는 비디오 게임은 이러한 보상 결핍에 대처하는 방법이 될 수 있습니다.28). 동일한 메커니즘이 ADHD와 물질 사용 장애(SUD) 사이의 높은 동반이환을 설명할 수도 있습니다. 파나기오티디(26)는 또한 게임이 시각적 주의력을 향상시킬 수 있다고 제안했는데, 이는 ADHD가 있는 개인에서 손상되는 경향이 있으므로 이러한 결핍에 대응하기 위한 수단으로 게임을 할 수 있습니다. 실제로 최근 리뷰(3)는 비디오 게임과 시각적 관심 사이의 연관성을 발견했지만, 이 연관성은 다소 작고 인과 관계는 아직 확립되지 않았습니다. 그러나 GD와 ADHD 사이의 연관성을 설명하는 일부 이론이 존재하지만 현재 이러한 이론을 뒷받침하는 경험적 증거가 부족하고 ADHD와 GD 사이에 인과 관계가 없을 가능성이 남아 있습니다.

대부분의 설명과 연구는 ADHD가 어떻게 GD로 이어지는지에 초점을 맞추었지만 다른 방향의 관계에 대한 일부 설명도 제안되었습니다. 특히, ADHD 증상은 게임을 더 매력적으로 만들 수 있는 반면, 게임 증가는 "관심 분야인 정확한 억제, 빠른 반응, 즉각적인 보상에 대한 필요성, 부주의를 지속적으로 강화하는 활동을 제공함으로써" ADHD 증상을 악화시킬 수 있습니다.29). 어린이와 청소년을 대상으로 한 연구(30)는 더 많은 텔레비전 및 비디오 게임 노출(텔레비전을 플레이하거나 시청하는 데 소비하는 시간)이 이전 주의력 문제에 대해 통제된 경우에도 13개월 후 더 큰 주의력 문제와 관련이 있음을 보여주었습니다. 또 다른 연구(31) 심지어 비디오 게임 노출과 주의력 문제 사이의 양방향 연관성을 발견했으며, 이는 주의력 문제가 있는 어린이가 게임에 더 많은 시간을 할애할 수 있으며, 이는 이후 주의력 문제를 증가시킬 수 있음을 시사합니다. 저자는 또한 전자 스크린 미디어, 예를 들어 비디오 게임, 특히 폭력이 포함된 게임은 매우 흥미로울 수 있으며 시간이 지남에 따라 원하는 수준의 자극에 대한 개인의 임계값을 증가시켜 덜 흥미로운 활동에 집중하는 문제로 이어질 수 있다고 제안했습니다. 일이나 공부와 같은("흥분 가설")(31). 다른 가설인 "변위 가설"은 게임을 하는 데 많은 시간을 보내는 개인이 집중력을 향상시킬 수 있는 인지적 및 신체적으로 더 적절한 활동에 보내는 시간이 적다고 가정합니다(27, 31).

목표

이 연구는 젊은 스위스 남성의 종단 샘플에서 GD와 ADHD 사이의 연관성을 재검토하는 것을 목표로 했습니다. 우리는 먼저 우리의 데이터가 GD와 ADHD 사이의 단면적 연관성과 부주의와 과잉 행동의 ADHD 하위 척도를 확인했는지 여부를 조사했습니다. 두 번째 단계에서는 ARCL(autoregressive cross-lagged) 모델을 사용하여 GD와 ADHD 간의 종단적 연관성을 테스트했습니다. 이 모델은 20세의 ADHD가 25세의 GD와 관련이 있는지, 20세의 GD가 25세의 ADHD와 관련이 있는지 또는 GD와 ADHD 사이에 양방향 연관성이 있는지 여부를 조사했습니다. 우리는 또한 ADHD의 부주의 및 과잉 행동 하위 척도와의 종단적 연관성에 대해 GD를 테스트했습니다. 세 번째 단계에서는 1차(약 20세)에 ADHD 및 GD가 있는 참가자가 GD만 있는 참가자 또는 ADHD만 있는 참가자보다 3차(약 25세)에서 두 장애 모두에서 더 나쁜 결과를 보이는지 테스트했습니다. ADHD 또는 GD와 잠재적으로 관련된 몇 가지 다른 결과, 즉 주요 우울증, 정신 건강, 삶의 만족도 및 직장이나 학교에서의 성능 저하.

행동 양식

견본

샘플은 물질 사용 위험 요인에 대한 코호트 연구(C-SURF; www.c-surf.ch). 이 연구는 20세, 21세, 25세 정도의 나이에 측정 포인트가 있는 청소년기 후반부터 성인기까지 모집된 젊은 스위스 남성의 대규모 샘플을 따르며 더 많은 측정 웨이브가 계획 중입니다. 이 연구의 주요 목표는 이러한 젊은 남성의 물질 사용 및 비물질 관련 행동의 패턴, 궤적, 관련 위험 또는 보호 요인을 평가하는 것입니다.32, 33).

기본 평가 등록은 2010년 2011월부터 21년 26월 사이에 로잔, 빈디슈, 멜스(스위스 20개 주 중 13,237개 주 포함)에 위치한 7,556개 국립 스위스 육군 모집 센터 중 5,987개소에서 군 복무를 위한 모집 절차 중에 이루어졌습니다. 이 절차는 약 1세의 모든 스위스 청년에게 의무적이므로 이 경우 샘플링은 해당 코호트의 대부분의 청년을 포괄할 수 있는 이점이 있습니다. 설문지에 대한 응답은 개인이 집에서 개인적으로 응답하고 군대의 기밀이 보장되기 때문에 군대 절차와 독립적이었습니다. 참가자는 우편으로 보내는 종이 설문지 또는 이메일로 전송되는 링크를 통해 액세스할 수 있는 온라인 설문지 중에서 선택할 수 있습니다. 총 5,516명의 젊은 남성이 연구에 참여하도록 요청받았고, 3명이 연구 참여에 대한 서면 동의를 최종적으로 제출했으며, 이 중 2016명이 기본 설문지(2018차)를 반환했고 XNUMX명이 XNUMX년 XNUMX월부터 XNUMX년 XNUMX월 사이에 두 번째 후속 설문지(XNUMX차)를 반환했습니다. 응답률을 높이기 위해 표준 알림 후 설문지에 응답하지 않은 참가자는 훈련된 면접관이 전화 통화를 통해 참여하도록 권장했습니다(33).

현재 연구에는 기준선 및 두 번째 후속 설문지에 응답한 5,125명(유지율 85.6%)이 모두 포함됩니다. 그 중 58차 또는 1.1차에서 GD 또는 ADHD에 대한 값이 누락된 참가자 1명(3%)이 제외되어 현재 분석에 5,067명의 참가자가 포함되었습니다. 참가자들은 그들의 노력에 대한 보상으로 바우처(설문지당 50 CHF)를 받았습니다. ADHD에 대한 측정이 웨이브 2과 1에만 포함되었기 때문에 웨이브 3의 데이터는 사용되지 않았습니다(결측값 대치 제외, 통계 분석 섹션 참조). 연구 프로토콜은 Canton Vaud의 인간 연구 윤리 위원회(프로토콜 번호 15/07)의 승인을 받았습니다.

조치

게임 장애 및 ADHD

게임 장애

게임중독(GD, 최근 6개월)은 게임중독척도(GAS)를 이용하여 측정하였다.7), 이 연구를 위해 독일어와 프랑스어로 번역되었습니다. 척도는 0(못) ~ 4 (매우 자주) 및 최소 2점 이상의 점수로 최소 XNUMX개 항목에 응답한 참가자(때로는)은 Lemmens와 Valkenburg(7). 또한 0개 항목의 합계로 연속 점수(28~1 범위)를 사용했습니다. GAS의 표현은 3차와 1차 사이에서 약간 변경되었습니다. XNUMX차에서 표현에는 게임 외에도 인터넷에서 보낸 시간이 포함되었습니다(예: "게임을 할 수 없을 때 속상하셨습니까?" 아니면 인터넷에서 시간을 보내기 위해?”; 기울임꼴 부분이 추가되었으며 GAS의 원래 문구와 다름). 이는 1파동에 대한 설문지가 개발될 당시 많은 게임이 인터넷 활동을 포함하고 있으며 GD는 인터넷(온라인 게임)에서 시간을 보내지 않고는 불가능할 수 있다고 생각되었기 때문입니다. DSM-5 이후(13), 2013년에 발표된, 추가 연구를 위한 조건으로 인터넷 GD를 포함시켰고, 게임은 이후에 뚜렷하게 측정되어야 하고 인터넷에서 보낸 시간과 원래의 게임 중독 척도(인터넷에 대한 참조를 추가하지 않음)와 혼합되어서는 안 된다는 것이 분명해졌습니다. 3차와 1차에서 GAS 문구의 차이를 설명하고, 여러 파동에 걸친 비교 가능성을 개선하고, 거짓 양성을 줄이기 위해, 질문의 문구에서)를 3차 조사에서 사용했습니다. 적어도 매주 게임을 하지 않음(따라서 게임과 관련 없는 인터넷 사용으로 인해 GAS 점수가 있을 수 있음)은 두 웨이브 모두에서 0으로 설정되었습니다. GAS 척도에 대한 Cronbach's Alpha는 0.895파동에서 1, 0.868파동에서 3이었습니다.

성인 주의력결핍 과잉행동장애

성인 주의력결핍 과잉행동장애(ADHD, 지난 12개월)는 Adult ADHD Self-Report Scale(ASRS-v1.1)의 XNUMX개 항목 스크리너 버전을 사용하여 측정되었습니다.34) 세계보건기구(WHO)에서 개발하고 DSM-IV 진단 기준(35). XNUMX개 항목은 ADHD 부주의 하위척도를 평가했고 XNUMX개 항목은 과잉행동 하위척도를 평가했습니다(표 참조). 2). 응답 옵션은 0(못) ~ 4 (매우 자주). ADHD의 이분형 측정을 구축하기 위해 항목을 이분화했습니다. 최소 2개(때로는) 처음 세 항목 및 최소 3(자주) 마지막 4개 항목에 대해—그리고 ADHD는 척도 작성자가 제안한 최소 XNUMX개의 증상이 있는 것으로 정의되었습니다(34). 부주의와 과잉 행동의 지속적인 ADHD 하위 척도를 포함하는 분석을 위해 리커트 척도 항목(0에서 4 범위의 값)의 평균을 계산했습니다. ADHD 척도에 대한 Cronbach's Alpha는 0.798파동에서 1, 0.778파동에서 3이었습니다.

물질 사용 장애 척도

알코올 사용 장애

알코올 사용 장애(AUD, 지난 12개월)는 12개의 DSM-11 기준에 대해 5개 항목을 사용하여 측정되었습니다(13, 36, 37) AUD의 경우 예/아니요 형식입니다. AUD를 정의하기 위해 DSM-5 중간(4+) 컷오프가 사용되었습니다. AUD 척도에 대한 Cronbach's Alpha는 0.729파동에서 1, 0.696파동에서 3이었습니다.

대마초 사용 장애

대마초 사용 장애(지난 12개월)는 대마초 사용 장애 식별 테스트[CUDIT-R; (38), (39)]. 테스트는 8(못) ~ 4 (매일 또는 거의 매일), 1(매월 이하)에서 4(주당 0회 이상) 범위의 대마초 사용 빈도 측정, 4(재미로 대마초 흡연) 또는 8(대마초 흡연)의 두 가지 응답 옵션이 있는 항목 40개 습관에서). 대마초 사용 장애를 정의하기 위해 0.894개의 가능한 포인트 중 1개의 컷오프가 사용되었습니다. 대마초 사용 장애 척도에 대한 Cronbach's Alpha는 0.906차에서 3, XNUMX차에서 XNUMX이었습니다.

담배 사용 장애

담배 사용 장애(지난 12개월)는 니코틴 의존에 대한 Fagerström 테스트(FTND)의 XNUMX개 항목을 사용하여 평가되었습니다.40). 담배 사용 장애를 정의하기 위해 3점 중 10점의 컷오프가 사용되었습니다. 흡연장애 척도에 대한 Cronbach's Alpha는 0.719차 1, 0.702차 3였다.

주요 우울증 및 정신 건강

주요 우울증의 증상

최근 2주간의 주요우울증 증상은 WHO의 Major Depressive Inventory를 이용하여 측정하였다(41), 12개의 기준을 측정하고 10(못) ~ 5 (항상); 두 가지 기준은 각각 두 개의 진술을 사용하여 평가되었으며, 두 진술 중 가장 높은 값만 합계 점수에 사용되었습니다. 이 분석에는 0에서 50까지의 기준 점수 합계가 사용되었습니다. 주요 우울 척도에 대한 Cronbach's Alpha는 0.889파동에서 1, 0.888파동에서 3이었다.

정신 건강

정신 건강은 Medical Outcomes Study 12-Item Short Form Survey Instrument, v2(SF-12)(42). 정신 구성 요소 요약은 규범 기반 점수(평균 = 50; SD = 10). SF-12 정신 건강 척도에 대한 Cronbach's Alpha는 0.772차에서 1, 0.790차에서 3이었습니다.

삶의 만족도와 직장/학교 성적 부진

삶의 만족

삶의 만족도는 삶의 만족도 척도(43), 1(강하게 동의) ~ 7 (강하게 동의). 분석을 위해 항목의 합계(5~35개)를 계산했습니다. 삶의 만족도 척도에 대한 Cronbach's Alpha는 0.772차에서 3로 나타났고 1차에서는 삶의 만족도가 측정되지 않았다.

직장/학교에서의 부진한 성과

직장/학교에서의 저조한 성과는 참가자들에게 지난 1개월 동안 학교 또는 직장에서 저조한 성과를 냈는지 또는 일이 뒤처졌는지를 묻는 단일 질문을 사용하여 3차 및 12차에서 측정되었습니다. 응답 옵션은 전혀 없음에서 10회 이상이었습니다. 이 질문은 ESPAD 설문조사(44).

사용된 모든 척도에서 단일 항목의 누락된 값은 척도 평균으로 대체되었습니다. 저울 항목의 20% 이상이 누락된 경우 저울이 누락된 것으로 간주됩니다.

통계 분석

기술 통계를 계산하고 기준선(파 1)과 두 번째 후속 조치(파 3) 사이의 GD 및 ADHD 유병률 변화를 McNemar 카이-제곱 테스트를 사용하여 테스트했습니다. GD가 있는 참가자와 없는 참가자 간의 단면적 차이는 로지스틱 회귀를 사용하여 테스트되었습니다. 모든 회귀는 연령 및 언어 영역에 대해 조정되었습니다. 기술 통계 및 데이터 준비는 SPSS 25를 사용하여 수행되었습니다. GD와 ADHD 간의 종적 연관성을 테스트하기 위해 ARCL 모델은 MPLUS 8.0을 사용하여 추정되었습니다.45). ARCL은 여러 시점에 걸쳐 두 개(또는 그 이상)의 구조 간의 발달 과정을 설명하는 데 자주 사용되는 구조 방정식 모델링의 한 형태입니다[개요는 (46)]. 우리의 주요 관심사는 20세 ADHD에 대한 25세 GD의 세로 효과와 20세 GD에 대한 25세 ADHD의 세로 효과를 나타내는 교차 지연 경로였습니다. 동일한 시점에서 서로 다른 구조 간의 단면 상관 관계. GD 및 ADHD의 이진 측정에 대해 ARCL은 이진 변수 프로빗 회귀 계수에 대해 반환되는 가중 최소 제곱 평균 및 분산 조정(WLSMV) 추정기를 사용하여 추정되었습니다. WLSMV 추정기를 사용하면 동일한 시점에서 변수 간의 상관 관계를 직접 모델링할 수 있습니다. 추가적인 해석의 용이성을 위해 프로빗 계수를 OR 등가물로 변환했습니다. OR은 프로빗 계수에 로지스틱 분포의 표준 편차를 곱하여 근사화할 수 있습니다. [(Π2/3)------√

= 1.81] 그리고 결과 계수의 지수 함수(47). 연속 GD 점수와 ADHD 부주의 및 과잉 행동 하위 척도 사이의 ARCL의 경우 결과 변수의 왜도에 강건한 Robust Maximum-Likelihood estimator(MLR)를 사용했습니다. 세 번째 단계에서 우리는 웨이브 1에서 GD와 ADHD가 모두 있는 참가자가 웨이브 3에서 GD, ADHD, 주요 우울증, 정신 건강, 삶의 만족도, 직장이나 학교에서의 성능 저하와 관련하여 둘 다 없는 참가자보다 상황이 더 나쁜지 여부를 조사했습니다. GD도 ADHD도 아니고, GD만 있거나 ADHD만 있는 경우도 있습니다. 이 그룹 간의 차이는 이진 결과에 대한 로지스틱 회귀, 서수 결과(직장 또는 학교에서의 낮은 성과)에 대한 서수 회귀 및 연속 결과(척도 점수)에 대한 선형 회귀를 사용하여 테스트되었습니다. 주요 우울증, 정신 건강, 직장이나 학교에서의 성과 저하에 대한 회귀는 각각의 기준 값(20세 기준)에 맞게 조정되었습니다. 기준 값은 삶의 만족도에 사용할 수 없습니다.

SUD가 ADHD와 연관되어 있다고 가정할 때, 예를 들면 (19)뿐만 아니라 GD(1), 우리의 모든 종단 분석은 1파의 알코올, 담배 및 대마초 사용 장애 척도의 연속 점수에 의해 조정되어 1파의 GD 또는 ADHD와 함께 발생하는 SUD의 GD 및/또는 3파의 ADHD 효과를 제어했습니다. 이러한 분석에 대한 관심은 GD 및 ADHD의 종단 효과에 있었기 때문에 종단 분석은 3파의 SUD에 대해 조정되지 않았습니다. 또한 3파의 SUD는 부분적으로 GD의 결과일 수 있습니다. 따라서 이를 조정하면 웨이브 1에서 GA 또는 ADHD가 1웨이브에서 GD 및 ADHD에 미치는 실제 효과의 일부를 제거할 수 있습니다. 이러한 SUD 척도의 누락된 값은 베이지안 프레임워크의 MPLUS 3에서 다중 대체를 사용하여 웨이브 264에서 1건, 웨이브 49에서 3건에 대해 귀속되었으며, SUD 척도를 사용하여 8.0개의 귀속된 데이터 세트를 생성하고 20개 웨이브 모두에서 세 가지 물질에 대한 사용 측정과 연령 및 언어. 전반적으로 GD와 ADHD 사이의 연관성에 대한 SUD의 영향은 작았으므로 표와 그림에는 SUD에 의해 조정된 분석만 표시됩니다.

결과

횡단면 연결

작업대 1 GD, ADHD 및 SUD의 설명 결과 및 유병률을 보여줍니다. GD의 유병률은 웨이브 8.8의 1%에서 웨이브 6.3의 3%로 감소했습니다[McNemar 테스트 χ2 (1)

= 29.81; p < 0.001]. ADHD 유병률은 5.7차 1%에서 7.6차 3%로 증가했습니다[McNemar 테스트 χ2 (1)

= 18.68; p < 0.001]. 단면적으로 ADHD는 GD가 없는 참가자보다 GD가 있는 참가자에서 더 빈번했으며, 두 웨이브 모두에서 3.21파동의 경우 오즈비(OR)가 2.39[4.32, 1], 2.56파동의 경우 1.86[3.52, 3]이었습니다. SUD는 1파동에서 GD와 유의한 관련이 없었지만 3파동에서 GD가 없는 참가자보다 GD가 있는 참가자에서 SUD가 훨씬 더 빈번했습니다. 따라서 SUD를 조정하면 s는 1파동에서 ADHD와 GD 사이의 연관성을 약간만 변경했지만 3파동에서는 이 연관성을 감소시켰습니다(OR = 2.56에서 OR = 2.08로). 1개의 ADHD 항목 각각의 평균 점수는 3파와 XNUMX파에서 GD가 있는 참가자에서 더 높았지만 ADHD 과잉 행동 하위 척도의 두 번째 항목("모터에 의해 구동됨"; 표 2). 부주의 및 과잉 행동 하위 척도 점수는 모두 1차 및 3파에서 GD와 횡단면적으로 연관되었지만, GD가 있는 참가자와 없는 참가자 간의 차이는 부주의 하위 척도에서 더 두드러졌습니다(표 참조). 2). 두 하위 척도를 결과로 GD를 사용하여 회귀 모델에 입력했을 때 부주의만이 GD와 유의미하게 연관되었습니다(표 2) 두 파도 모두에서.

표 1

표 1. 게임 장애와 ADHD 사이의 샘플 통계 및 단면적 연관성.

표 2

표 2. 게임 장애 유무에 따른 개별 ADHD 항목 및 ADHD 하위 척도의 차이.

종단적 연관성

1차에 GD가 있는 참가자는 3차에 ADHD가 나타날 가능성이 더 높았고 1차에 ADHD가 있는 참가자는 3차에 GD가 나타날 가능성이 더 높았습니다(표 3). 이러한 연관성은 ARCL 모델을 사용하여 테스트되었습니다(그림 1), 이는 GD와 ADHD가 시간에 따른 동일한 측정의 자동 상관 관계와 동일한 시점에서 GD와 ADHD 간의 상관 관계를 고려할 때에도 상당한 양방향 종 방향 연관성을 가짐을 보여주었습니다. 1파동의 GD에 대한 3파동의 ADHD 계수는 비슷했습니다(표준화된 프로빗 = 0.066 [0.023, 0.109]; p = 0.003; 1.72의 OR에 해당) 1파에서 ADHD의 3파에서 GD에 대한 계수(표준화 프로빗 = 0.058 [0.013, 0.102]; p = 0.011; 1.47의 OR에 해당). SUD에 대한 조정은 교차 지연 경로에 미미한 영향만 미쳤습니다(SUD에 대해 조정되지 않은 계수는 0.078 및 0.057이었으며 결과는 표시되지 않음).

표 3

표 3. 웨이브 3에서 게임 장애 및 ADHD 상태의 함수로서 웨이브 1에서 게임 장애 및 ADHD의 유병률 및 점수.

그림 1

그림 1. 게임 장애와 ADHD에 대한 이진 측정 간의 자동 회귀 교차 지연 모델. 표시된 모든 경로는 p < .05 수준. WLSMV가 사용된 추정기였습니다. 계수는 표준화된 프로빗입니다. 웨이브 1에서 연령, 언어 및 물질 사용 장애에 대해 조정됨. ADHD, 주의력 결핍 과잉 행동 장애.

ADHD 하위 척도 점수와 GD 점수 사이의 종적 연관성과 관련하여 GD 점수를 포함한 ARCL과 ADHD 부주의 및 과잉 행동 하위 척도는 유의미한 것으로 나타났습니다(특히 양방향; 그림 참조). 2) GD 점수와 ADHD 부주의 하위척도 간의 연관성(20세 부주의에서 25세 GD 점수로 표준화된 베타: 0.090[0.056, 0.124]); p < 0.001; 20세의 GD 점수에서 25세의 부주의까지: 0.044[0.016, 0.071]; p = 0.002). ADHD 과잉 행동 하위 척도는 GD 점수와 유의미한 종단적 연관성을 보이지 않았습니다(20세의 과잉 행동에서 25세의 GD 점수로 표준화된 베타: -0.025[-0.054, 0.005]; p = 0.102; 20세의 GD 점수에서 25세의 과잉 행동까지: 0.004[-0.023, 0.031]; p = 0.755).

그림 2

그림 2. 게임 장애의 연속 측정과 ADHD의 부주의 및 과잉 행동 하위 척도 사이의 자동 회귀 교차 지연 모델. GD, 게임 장애; Inatt, 부주의; 과잉, 과잉 행동. 유의미한(p < .05) 계수가 표시됩니다. 회색 경로는 추정되었지만 중요하지 않았습니다. MLR이 사용된 추정기였습니다. 계수는 표준화된 베타입니다. 웨이브 1에서 연령, 언어 및 물질 사용 장애에 대해 조정되었습니다.

동반이환 GD 및 ADHD 참가자의 결과

표에 표시된대로 33파동에서 GD의 유병률은 1파동에서 GD와 ADHD가 있는 참가자에서 가장 높았고(32.3%), 1파동에서만 GD가 있는 참가자(20.4%), 1파동에서만 ADHD가 있는 참가자(8.0%) 순이었습니다. 이들은 여전히 ​​웨이브 1(4.6%)에서 GD도 ADHD도 없는 참가자보다 다소 더 빈번한 GD를 보여주었습니다. 따라서 웨이브 1에서 ADHD만 있는 참가자는 웨이브 3에서 GD도 ADHD도 없는 참가자에 비해 웨이브 1에서 더 높은 GD 비율과 관련이 있었습니다[조정되지 않은 OR = 1.81 [1.10, 3.00]; 연령, 언어 및 SUD를 조정한 후 계수(OR = 1.60[0.95, 2.69])는 유의 수준 바로 아래였습니다]. 또한, 1파동의 GD는 3파동에서만 GD를 가진 참가자보다 1파동에서 ADHD 및 GD를 가진 참가자 사이에서 1파동으로 지속될 가능성이 더 컸습니다(조정되지 않은 계수는 1.87[1.05, 3.32]였지만, 연령, 언어 및 SUD에 대한 조정 후 결과 계수는 유의성 바로 아래였습니다: OR = 1.73[0.96, 3.12]). 반면에 1파동의 GD는 3파동에서 ADHD의 새로운 발병과 관련이 있었지만(참조 그룹의 9.1%에 비해 5.7%: OR = 1.63[1.12, 2.36]), ADHD는 3파동에서만 ADHD를 가진 참가자(1%; 조정된 OR = 33.8[1. 35.1, 0.92]). 마지막으로 0.51차에 이미 ADHD와 GD가 있었던 참가자 중에서 1.66차에 ADHD와 GD의 병용이 가장 많았으나(3%) 이 병용의 지속률(10.8%)은 그다지 높지 않았다.

웨이브 1에서 GD와 ADHD가 조합된 참가자는 측정된 다른 모든 결과에서 최악의 점수를 받았습니다(표 4): 주요 우울증에서 가장 높은 점수, 정신 건강 및 삶의 만족도에서 가장 낮은 점수, 직장이나 학교에서 수행 능력 저하 빈도가 가장 높습니다. 웨이브 1에서 ADHD만 있는 참가자는 웨이브 1에서 G 및 ADHD가 있는 참가자보다 다소 나은 결과를 보였습니다. 웨이브 1에서 GD만 있는 참가자는 여전히 더 좋았고(비록 모든 계수가 유의하지는 않았지만) 웨이브 1에서 GD도 ADHD도 없는 참가자는 다른 결과가 가장 긍정적이었습니다.

표 4

표 4. 웨이브 1에서 게임 장애 및 ADHD 상태의 함수로서 주요 우울증, 정신 건강, 삶의 만족도 및 직장/학교에서의 저조한 성과에 대한 점수.

토론

이 연구는 젊은 스위스 남성의 세로 표본에서 (GD)와 주의력 결핍 과잉 행동 장애(ADHD) 사이의 연관성을 재검토하는 것을 목표로 했습니다. 두 측정 지점에서 GD는 ADHD가 없는 참가자보다 ADHD가 있는 참가자에서 상당히 더 빈번했습니다(OR 웨이브 1: 3.21 [2.39, 4.32]; OR 웨이브 3: 2.56 [1.86, 3.52]). 마찬가지로 ADHD는 GD가 없는 참가자보다 GD가 있는 참가자에서 더 자주 발생했습니다. 이러한 결과는 GD와 ADHD 사이의 단면적 연관성을 보여주는 기존 연구와 잘 일치합니다.8). 중요한 것은 우리 연구에서 두 방향의 종단적 연관성도 확인했다는 것입니다. 20세 ADHD는 25세에 GD의 위험을 증가시켰고 20세의 GD는 25세에 ADHD의 위험을 증가시켰습니다. 지금까지 종적 연관성을 조사한 연구는 거의 없었습니다.8) ADHD와 GD 사이, 저자가 아는 한 아직까지 ADHD와 GD 사이의 양방향 연관성을 보여주는 연구는 없습니다.

ADHD와 게임 간의 연관성을 뒷받침하는 메커니즘에 관한 몇 가지 이론이 제안되었습니다. 특히 게임은 즉각적인 보상과 함께 흥미진진한 활동을 제공함으로써 ADHD가 있는 개인을 최적으로 자극할 수 있습니다. 따라서 게임은 ADHD 증상에 대처하는 방법이 될 수 있습니다. 그러나 게임은 ADHD가 있는 개인이 선호하는 것을 정확히 제공하기 때문에 이러한 강력한 자극에 자주 노출되면 ADHD 증상이 강화될 수 있습니다.29) 직장이나 학교와 같은 다른 중요한 활동에 대한 관심이 줄어듭니다. 게임은 또한 개인의 하루 중 상당한 시간을 소모하여 ADHD 과정에 덜 문제가 되거나 심지어 긍정적인 영향을 줄 수 있는 다른 활동에 소비되는 시간을 더욱 줄일 수 있습니다.27, 31). 비디오 게임에 대한 노출의 이러한 영향은 게임에 대한 집착이나 집착 또는 게임을 할 수 없을 때의 금단 증상과 같은 GD의 기능 장애 증상과 결합되면 증폭될 수도 있습니다. 그러나 GD와 ADHD 사이의 연관성에 대한 이러한 잠재적인 설명 중 어느 것도 지금까지 충분한 증거로 뒷받침되지 않았으며 GD와 ADHD를 연결하는 메커니즘에 대해 분명히 더 많은 연구가 필요하다는 점에 유의하는 것이 중요합니다.

부주의 대 과잉 행동

추가 발견은 ADHD의 부주의 및 과잉 행동 하위 척도가 GD와 유의미한 단면적 연관성을 보였다는 것입니다. 그러나 회귀 모델에 공동으로 입력하면 부주의만 유의하게 남아 ADHD와 GD 사이의 연결이 주로 이 변수에 의해 설명될 수 있음을 나타냅니다. 유사하게, 지속적인 ADHD 하위 척도와 GD 점수를 모두 사용하는 ARCL 모델은 ADHD와 GD(양방향) 사이의 연결이 부주의 하위 척도에 의해 지배되었으며, 과잉 행동 하위 척도에 대한 종단적 연관성은 중요하지 않은(심지어 약간 부정적인). 이 발견은 이전의 횡단면 연구 결과와 일치합니다(26) 205명의 성인 중 과잉 행동 하위 척도가 GD와 유의하게 연관되지 않았다는 것을 발견했습니다. 파나기오티디(26)는 ADHD 부주의 하위 척도와 GD 사이의 연결에 대한 잠재적인 설명이 게임이 시각적 주의력을 향상시켰고 따라서 ADHD가 있는 개인이 주의력 장애에 대한 자가 치료의 한 형태로 게임을 사용할 수 있다는 것이라고 제안했습니다. 한편, 어린 아이들에 대한 연구(27) 과잉 행동 하위 척도는 소년들 사이에서 GD와 더 강하게 연관되는 반면 부주의 하위 척도는 소녀들 사이에서 GD와 더 강하게 연관된다는 것을 발견했습니다. 그러나이 샘플이 훨씬 더 젊고 (평균 연령 5.8 세) 부모가 설문지를 작성했기 때문에 이러한 결과를 우리와 비교하기가 어렵습니다. Lopezet al. (48)는 또한 행동 중독과 일부 메커니즘을 공유할 수 있는 물질 남용 문제가 주로 부주의한 하위 유형을 가진 사람보다 부주의와 과잉 행동이 결합된 하위 유형을 가진 개인에서 더 빈번하다고 보고했습니다. ADHD 구성 요소와 GD의 연관성에 대해 더 많은 연구가 필요합니다.

GD 및 ADHD 참가자의 결과

본 연구는 20세에 GD 및 ADHD가 있는 개인이 GD만 있는 개인 또는 ADHD만 있는 개인보다 25세에 더 나쁜 결과를 보이는지 여부를 테스트했습니다. 우리의 결과는 GD가 1세에 GD만 있는 사람들보다 3세에 ADHD가 있는 개인들 사이에서 더 지속적일 수 있음을 나타냅니다(즉, 20파 및 20파에 존재). 이것은 ADHD가 이러한 장애의 과정에 부정적인 영향을 미칠 수 있음을 보여주는 SUD 분야의 유사한 증거와 일치합니다. 즉, ADHD를 가진 개인은 더 쉽게 중독되고 관해율이 낮을 수 있습니다.15). 현재 연구는 이것이 SUD의 경우일 뿐만 아니라 GD와 같은 결과의 경우일 수도 있음을 시사합니다. 그러나 ADHD는 20세에 ADHD만 있는 참가자보다 20세에 동반이환 GD와 ADHD가 있는 참가자 사이에서 더 오래 지속되지 않았습니다. 이는 GD가 기존 ADHD 과정에 부정적인 영향을 미치지 않을 수 있음을 나타냅니다.

25세에 20세에 ADHD와 GD가 모두 있는 참가자는 측정된 다른 모든 척도(SF-12 정신 건강 척도 점수, 주요 우울증 점수, 삶의 만족도, 직장이나 학교에서의 낮은 성과)에서 최악의 결과를 보였습니다. 20세에 ADHD만 있는 참가자는 두 번째로 최악의 결과를 보였습니다. 20세에 GD만 있는 참가자는 25세에 ADHD만 있는 참가자보다 20세에 다소 더 나은 결과를 보였습니다. 20세에 ADHD도 GD도 없는 참가자는 다른 결과가 가장 좋았습니다. 그러나 20세에 GD 및 ADHD가 있는 참가자와 ADHD만 있는 참가자 간의 다른 결과의 차이는 상대적으로 작았고 주요 우울증 점수에서만 유의미했습니다. 그러나 웨이브 1에서 GD와 ADHD가 모두 있는 경우는 상대적으로 적었습니다.

그럼에도 불구하고, 우리의 결과는 GD와 ADHD가 있는 개인이 GD만 있거나 ADHD만 있는 개인보다 더 나쁜 결과를 가질 수 있다는 증거를 제공합니다. 그들은 또한 GD가 ADHD가 있는 개인에게서조차 더 나쁜 결과와 연관되기 때문에 ADHD의 단순한 증상이나 상관관계 이상이라고 제안합니다. 따라서 GD는 잠재적으로 심각한 상태로 간주되어야 하며 동반이환 ADHD와 GD가 있는 개인은 특별한 고려가 필요할 수 있습니다.

제한 사항

샘플은 제한된 연령대의 젊은 스위스 남성으로만 구성되었습니다. 따라서 우리의 결과는 다른 모집단에 일반화되지 않을 수 있습니다. 전반적으로 GD와 ADHD 사이의 종적 연관성에 대한 계수는 유의했지만 상대적으로 작았습니다. 그러나 SUD와 같은 잠재적 혼란 변수에 대해 조정한 경우에도 상대적으로 변경되지 않았습니다. GD를 측정하는 데 사용되는 도구는 1차와 3차 사이에서 약간 달랐는데, 게임 중독 척도가 1차와 2차에서 인터넷 중독도 평가하기 위해 확장되었기 때문입니다. 이것은 비디오 게임을 매주 미만으로 하는 참가자에 대해 악기의 점수를 0으로 설정하여 부분적으로 수정되었습니다. 전반적으로 유병률의 작은 차이는 예상한 방향(연령이 증가함에 따라 유병률 감소)에 있었고 일관된 결과는 도구 간 표현 차이의 영향이 적다는 것을 나타냈습니다. 공간상의 이유로 우리는 부주의에 대한 XNUMX개의 항목과 과잉 행동에 대한 XNUMX개의 항목으로 구성된 짧은 XNUMX개 항목 스크리너 버전의 Adult ADHD Self-Report Scale을 사용했습니다. 하위 유형을 더 잘 구별할 수 있도록 더 긴 ADHD 척도를 사용하는 추가 연구가 확실히 필요합니다.

결론

본 연구는 GD와 성인 ADHD가 양방향 종적 연관이 있다는 증거를 제공함으로써 GD가 심각한 부정적인 정신 건강 결과와 연관될 수 있다는 기존 증거에 추가합니다. 즉, 각각은 서로의 위험을 증가시킵니다. 이것은 또한 두 장애가 서로를 강화할 수 있는 가능성, 즉 악순환을 일으킬 가능성을 시사합니다(49): 초기 ADHD는 GD의 발달을 촉진할 수 있으며, 이는 시간이 지남에 따라 ADHD를 악화시키고 다시 GD를 악화시킬 수 있습니다. 더욱이 우리는 이러한 양방향 연관성이 GD와 독립적으로 연관되지 않은 과잉 행동 하위 척도보다 ADHD의 부주의 하위 척도에 더 기인한다는 것을 보여주었습니다. GD 및 ADHD가 있는 젊은이는 두 가지 장애 중 하나만 나타내는 개인보다 결과가 더 나쁠 수 있으므로 특별한 고려가 필요할 수 있습니다. 따라서 ADHD 또는 GD가 있는 사람은 다른 장애에 대해 선별 검사를 받아야 합니다. ADHD에 대한 효과적인 치료는 GD의 발병을 예방할 수 있습니다.49), 예를 들어 ADHD 및 동반이환 SUD 치료에 사용되는 통합 인지 행동 요법(50). 현재 ADHD가 있는 개인이 컴퓨터 게임을 보다 적절하게 사용하도록 촉진하기 위한 예방 조치가 도움이 될 수 있습니다. 부주의 ADHD 하위 유형을 가진 개인은 게임 활동에 특별한 주의가 필요할 수 있습니다.

작성자 기여

SM은 데이터를 분석해 논문을 썼다. GG와 JS가 연구를 설계했습니다. GG, JS 및 VG는 데이터 분석을 지원하고 이전 버전의 원고에 대해 설명했습니다.

기금

이 연구는 스위스 국립 과학 재단(FN 33CSC0-122679, FN 33CS30-139467 및 FN 33CS30_148493)의 지원을 받았습니다.

이해 상충의 진술

저자는이 연구가 잠재적 인 이해 상충으로 해석 될 수있는 상업적 또는 재정적 관계가없는 상태에서 수행되었다고 선언합니다.

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