인터넷 중독, 성 중독 및 강박 구매에 대한 치료 : 메타 분석 (2020)

행동 중독 저널
권/호: 9권: 1호
저자 : 마르티나 고슬라르 1 , 막스 라이베체더 1 , 한나 M. 뮌헨 2 , 스테판 G. 호프만 3 및 안톤-루퍼트 라이라이터 1 , 4
DOI : https://doi.org/10.1556/2006.2020.00005

추상

배경 및 목적

인터넷 중독, 성 중독 및 강박 구매는 도박 장애 및 약물 사용 장애와 유사성을 공유하는 일반적인 행동 문제입니다. 그러나 이들 치료법의 효능에 대해서는 알려진 바가 거의 없습니다. 이 메타 분석의 목적은 그러한 문제 행동 치료의 효능을 조사하고 치료 반응 측면에서 도박 장애 및 약물 사용 장애와의 유사점을 찾는 것이었습니다.

행동 양식

문헌 검색을 통해 총 91명의 참가자가 참여한 3,531개의 연구를 통해 인터넷 중독, 성 중독 및 강박 구매에 대한 심리적, 약리학적 및 복합 치료법의 단기 및 장기 효능에 대한 종합적인 평가를 제공했습니다.

결과

심리적, 약리학적, 복합 치료는 인터넷 중독(Hedges's g: 각각 1.51, 1.13, 2.51)과 성 중독(Hedges's g: 1.09, 1.21, 1.91)의 글로벌 심각도에서 강력한 사전 사후 개선과 관련이 있었습니다. ). 강박 구매의 경우 심리적, 약리학적 치료도 전반적인 심각도의 대규모 사전 사후 감소와 관련이 있었습니다(Hedges의 g: 각각 1.00 및 1.52). 통제된 사전 사후 및 그룹 내 사전 후속 조치 효과 크기는 몇 가지 예외를 제외하고 비슷한 범위에 있었습니다. 중재자의 분석에 따르면 심리적 개입은 특히 대면하여 장기간에 걸쳐 실시할 때 강박 행동을 줄이는 데 효과적입니다. 인지 행동 접근법과 약물의 조합은 단일 요법에 비해 이점을 보여주었습니다.

토론 및 결론

결과는 일반적인 행동 중독에 대한 치료가 도박 장애 및 약물 사용 장애 치료와 유사하게 단기적으로 효과적이라는 것을 시사하지만 보다 엄격한 임상 시험이 필요합니다.

최근 연구에서는 물질 사용 장애(SUD)와 행동 중독(BA) 사이의 유사점이 확인되었습니다. 예: Grant, Potenza, Weinstein, & Gorelick, 2010). 따라서 비물질 관련 행동 중독은 정신 장애 진단 및 통계 편람(DSM IV; 미국 정신과 학회, 1994) 특정 행동에 대한 집착, 행동에 대한 통제력 부족, 관용, 위축, 부정적인 결과에도 불구하고 계속되는 행동(예: Grant et al., 2010). 현재 DSM IV에서는 "다른 곳으로 분류되지 않은 충동 조절 장애"에 포함된 도박 장애(GD)만(미국 정신과 학회, 1994)은 새로운 섹션 ''으로 분류됩니다.물질 관련 및 중독성 장애” DSM-5의 (미국 정신과 학회, 2013). 이러한 재구성은 충동 조절이 감소된 추가 행동이 BA의 가능한 후보로 간주되어야 하는지에 대한 많은 논쟁을 불러일으켰습니다(예: Grant et al., 2010; Mueller et al., 2019).

GD 외에도 인터넷 게임 장애(IGD)는 섹션 III의 DSM-5에 추가 연구를 권장하는 유일한 조건입니다(미국 정신과 학회, 2013). 다양한 임상 및 공중 보건 분야 전문가의 지원(예: Rumpf et al., 2018; 손더스 외, 2017), 게임 장애는 ICD-11 초안에서도 고려됩니다(세계 보건기구, 2018). IGD는 인터넷 중독(IA)이라는 글로벌 명칭과 구별되어야 한다는 점에 유의하는 것이 중요합니다. 둘 다 서로 다른 구조를 나타내기 때문입니다(예: 그리피스 & 폰 테스, 2014; Kiraly et al., 2014). 그러나 많은 출판물에서 글로벌 IA를 언급하고 있기 때문에 본 논문에서도 이 용어를 채택했습니다. 더욱이, "게임"과 "도박"을 구별해야 합니다. "게임은 주로 상호작용성, 주로 기술 기반 플레이, 진행 및 성공에 대한 상황적 지표로 정의되는 반면... 도박은 베팅 및 베팅 메커니즘으로 정의됩니다. 주로 우연에 의해 결정되는 결과와 플레이어에 대한 위험과 지불금을 수반하는 수익화 기능입니다.” (킹, 게인즈버리, 델파브로, 힝, 아바르바넬, 2015, p. 216).

진단 매뉴얼에 IGD를 포함시키는 것이 과학 문헌에서 논란의 여지가 있지만(King et al., 2019; Petry, Rehbein, Ko, & O'Brien, 2015 년; Rumpf et al., 2018; 손더스 외, 2017), IA와 IGD, 특히 SUD와 유사점을 제안하는 신경생물학적 측정에 대해 이미 많은 연구가 수행되었습니다(리뷰는 다음을 참조하세요). Fauth-Buhler & Mann, 2017; 쿠스, 폰테스, 그리피스, 2018). 현상학적, 임상적 특성, 동반 질환 및 가족력 측면에서 SUD와 BA 사이의 유사점 외에도 특히 신경과학 연구 결과는 중독성 행동의 지표를 식별하는 데 필수적인 것으로 보입니다(예: Grant et al., 2010; 포텐자, 소푸오글루, 캐롤, & 라운사빌, 2011).

이러한 고려 사항에 맞춰, 조건화 과정과 같은 SUD에서 전통적으로 조사된 현상(예: 호프만, 굿리치, 윌슨, 얀센, 2014; Snagowski, Laier, Duka, & Brand, 2016 년), 신호 반응성, 주의 편향 및 관련 신경망 활성화(예: 브랜드, Snagowski, Laier, & Maderwald, 2016; Gola et al., 2017; 지앙, 자오, 리, 2017; Laier, Pawlikowski, & 브랜드, 2014; Laier, Schulte, & Brand, 2013년; 로렌스, Ciorciari, & Kyrios, 2014; Mechelmans 등, 2014; Pekal, Laier, Snagowski, Stark 및 Brand, 2018; 슈미트 (Schmidt) 등, 2017; 석 & 손, 2015; Starcke, Schlereth, Domass, Schöler, & Brand, 2012; Trotzke, Starcke, Pedersen 및 Brand, 2014; Trotzke, Starcke, Pedersen, Müller 및 Brand, 2015 년; Voon 등, 2014) 또는 집행 기능(Derbyshire, Chamberlain, Odlaug, Schreiber, & Grant, 2014; 메시나, 푸엔테스, 타바레스, 압도, 스카나비노, 2017; Raab, Elger, Neuner 및 Weber, 2011; Trotzke et al., 2015). 이러한 연구는 DSM-5에서 공식적으로 BA로 인정되지 않은 상태 중에서 물질 관련 행동과 비물질 관련 행동 사이의 유사성에 대한 신경생물학적 지표에 관해 현재 이용 가능한 증거가 주로 IA, SA 영역에서 나온다는 것을 보여주었습니다. 그리고 본 논문의 초점인 CB. 이러한 문제는 임상적으로 관련이 있고 영향을 받은 개인에게 해로운 결과를 초래하는 경우가 많습니다(예: Pontes, Kuss, Griffiths, 2015 년), 효과적인 치료 옵션을 조사해야 합니다(예: Grant et al., 2010). 현재까지 발표된 메타 분석은 다양한 치료 접근법의 효능을 입증하는 IA에 대해 주로 수행되었습니다.전심, 김, 2017; 리우, 랴오, 스미스, 2012; Winkler, Doersing, Rief, Shen, Glombiewski, 2013). 메타 분석 중 두 개에서는 심리학적, 약리학적 및 두 가지 개입의 조합을 조사했지만 증거는 중국의 치료 결과 연구로 제한되었습니다.Liu 등, 2012), 한국(천 외, 2017). 가장 포괄적인 메타 분석 검토는 아시아 및 서구 국가의 실험을 포함하여 IA 증상을 줄이기 위한 정신 요법 및 의학적 치료의 효능에 대한 증거를 뒷받침했습니다.Winkler et al., 2013). 그러나 결합된 개입은 고려되지 않았습니다. 게다가 메타분석을 통해 Winkleret al. (2013) 더 최근의 연구는 포함하지 않았습니다.

CB의 전반적인 심각도를 줄이는 데 있어 심리적, 약리학적 개입에 대한 유리한 결과도 최근의 또 다른 메타 분석에서 발견되었습니다(헤이그, 홀, & 켈렛, 2016). 그러나 연구 품질 및 기타 중재자가 치료 결과에 미치는 영향은 조사되지 않았습니다. 결과적으로 IA와 CB에 대한 치료 옵션에 대한 포괄적인 조사가 아직 계류 중입니다. SA는 ICD-11에서 "강박성 성적 행동 장애"라는 용어로 간주되지만(세계 보건기구, 2018), “외설물에 중독되었다고 스스로 보고한 감정은 드문 일이 아닙니다”(Grubbs, Kraus, & Perry, 2019 년, p. 93), SA에 대한 치료법은 아직 메타분석 방법으로 조사되지 않았습니다. 또한 '섹션 후보'인 IA 또는 IGD 간의 비교는 아직 이루어지지 않았습니다.물질 관련 및 중독성 장애” DSM 및 치료 반응에 기초한 SA 및 CB와 같은 기타 중독성 행동은 SUD와 BA 사이의 유사점에 대한 중요한 지표로 간주됩니다(예: Grant et al., 2010).

따라서 본 메타 분석의 일차 목적은 (a) 전반적인 심각도 및 (b) 강박 장애의 빈도를 줄이기 위해 IA, SA 및 CB에 대한 심리적, 약리학적 및 복합적인 심리적, 약리학적 중재의 효능을 조사하는 것이었습니다. 치료 중단 후 행동(단기 효과) 및 마지막으로 보고된 추적 기간(장기 효과). 최근 리뷰 결과를 바탕으로 (헤이그 외, 2016; Winkler et al., 2013), 우리는 세 가지 중독 범주에 걸쳐 심리적, 약리학적 치료가 동등하게 효과적일 것으로 기대했습니다. 우리는 또한 치료 결과가 약물 남용 및 도박에 대해 보고된 결과와 유사할 것으로 예상했습니다(Grant et al., 2010; Potenza 등, 2011). 또한, 우리의 목표는 각 중독 범주 내에서 효과 크기의 잠재적 중재자를 식별하는 것이었습니다. 메타분석은 PRISMA 성명서의 권고사항에 따라 진행되었습니다.모허, 리버라티, 테츨라프, 알트만, 2009).

행동 양식

자격 기준

(1) 모든 종류의 심리적, 약리학적 또는 결합된 개입(예: 심리적 및 약리학적 개입이 동시에 적용됨)을 사용하는 경우 연구를 포함하도록 고려했습니다. (2) 대기자 명단 대조, 치료를 받지 않는 참가자, 대체 활성 치료 또는 위약 개입을 포함하여 그룹 내, 무작위 또는 준 무작위 대조 연구 설계를 사용했습니다. (3) IA, SA 또는 CB 진단을 받은 치료 참가자; (4) 결과 변수(즉, 전체적 심각도 또는 빈도) 중 적어도 하나를 측정했습니다. (5) 효과 크기 계산을 위한 충분한 통계 데이터를 보고했습니다. (1) 연구가 단일 사례 연구인 경우 연구는 제외되었습니다. (2) 연구 표본이 메타 분석에 포함된 다른 연구의 표본과 완전히 겹쳤습니다. (3) 치료법이 설명되지 않았거나 (4) 연구의 초록이나 전문이 이용 가능하지 않았습니다. SA와 관련하여 우리는 제안된 정의에 따라 과도한 성적 행동을 조사하는 연구만 포함했습니다. 카프카 (2010), 그리고 "사회적으로 변칙적이거나 '일탈적인' 성적 취향 형태"라는 측면에서 SA와 다른 성도착증 치료에 초점을 맞춘 연구는 제외했습니다(카프카, 2010, p. 392).

정보 출처 및 문헌 검색

우리는 PsycInfo, Medline, PubMed, Psyndex 및 ISI Web of Knowledge 데이터베이스를 사용하여 다단계 문헌 검색을 수행했습니다. 검색에서는 다음 장애 관련 검색어를 사용하여 사용 가능한 첫 해부터 30년 2019월 XNUMX일까지 모든 관련 출판물을 다루었습니다: 인터넷 중독, 온라인 중독자*, 인터넷 게임 장애, 온라인 게임 중독자*, 비디오 게임 중독자*, 비디오 게임 중독자*, 컴퓨터 게임 중독*, 스마트폰 중독*, 휴대폰 중독*, 소셜 미디어 중독*, 페이스북 중독*, 문제* 휴대폰; 섹스* 중독자*, 섹스* 강박*, 섹스* 충동*, 하이퍼섹스*, 비파라필릭 섹스*, 성도착증 관련 장애*; 강박 쇼핑, 충동 구매*, 오니오마니아, 쇼핑 중독*, 개입 관련 키워드 치료, 개입, 치료, 심리 치료와 결합된 과잉 쇼핑. ProQuest 디지털 논문에서 미출판 회색 문헌을 검색하는 데에도 동일한 검색어가 사용되었습니다. 그 후, 우리는 리뷰 논문의 참고 목록, 메타 분석 및 데이터베이스에서 검색된 원본 연구를 철저히 조사했습니다. 또한 관련 기사의 저자에게 연락하여 메타 분석에 포함하기에 적합한 누락된 데이터 및/또는 미출판 논문을 요청했습니다. 중국어 출판물은 학문적 배경을 가진 두 명의 원어민이 번역했습니다.

결과 측정

원래 연구에서 가장 일반적으로 보고된 결과 측정에 따라 우리는 병리학적 증상의 감소를 결정하기 위해 두 가지 결과 변수를 지정했습니다. (1) 관련 평가 도구를 사용하여 정량화된 전체 심각도 및 (2) 빈도(예: 온라인에서 보낸 시간, 음란물 시청 또는 지난 주 또는 달의 에피소드 구매 수), 일기 카드 또는 자기 보고서로 수량화됩니다.

연구 선택

연구 선택은 두 명의 독립적인 검토자(첫 번째 및 두 번째 저자, MG 및 ML)에 의해 수행되었으며 이 논문의 마지막 저자(AL)가 감독했습니다. 저자 간의 의견 차이는 토론을 통해 해결되었습니다.

데이터 수집 과정 및 데이터 추출

우리는 10개 연구 샘플을 파일럿 테스트한 후 개선하고 수정한 구조화된 데이터 추출 양식을 생성했습니다. 사전 사후 및 사전 추적 그룹 내 효과 크기를 계산하기 위해 각 치료 조건 및 결과에 대해 개별적으로 수치 데이터를 추출했습니다. 한 연구 내에서 다양한 심리 또는 약물 치료를 조사한 경우 각 상태에 대한 데이터를 별도로 기록하고 통계 분석을 위해 그룹 내 효과 크기에 포함했습니다. 사전 사후 통제 효과 크기를 계산하기 위해 대기자 명단, 치료 없음 및 위약 대조 그룹의 데이터가 포함되었습니다. 또한 중재자 분석을 수행하기 위해 각 연구에서 수치 및 범주형 데이터를 추출했습니다. 데이터 추출은 첫 번째 저자(MG)가 수행하고 두 번째 저자(ML)가 검증했습니다. 두 명의 독립적 코더의 평가는 치료 유형, 결과 변수 측정, 장애별 진단의 신뢰성 및 타당성에 중점을 두었습니다. 그러나 연구에서는 장애별 진단 평가와 치료 중 결과 변수 "전체 심각도" 측정에 동일한 도구가 적용되었습니다. 결과 변수 측정에 사용된 도구의 신뢰도 및 타당도 등급도 개별 연구의 비뚤림 위험 등급의 일부였기 때문에(아래 참조), 카파 통계로 정량화된 평가자 간 신뢰도는 다음 대상에 대해서만 수행되었습니다. 치료의 종류.

개별 연구의 편향 ​​위험

우리는 EPHPP(Effective Public Health Practice Project)에서 개발한 정량적 연구를 위한 품질 평가 도구를 사용하여 각 연구의 내부 타당성을 평가했습니다.토마스, 실리스카, 도빈스, 미쿠치, 2004). 이 도구는 내용과 구성 타당성을 입증했습니다(토마스 (Thomas) 등, 2004) 체계적인 검토 및 메타 분석에 권장됩니다(딕스 외, 2003). 각 연구는 선택 편향, 연구 설계, 혼란 요인 식별 및 제어, 맹검, 데이터 수집 도구의 신뢰성 및 타당성, 보고 및 철회 및 중퇴 비율 등 XNUMX개 영역에서 표준화된 방식으로 평가되었습니다. 각 도메인은 강함, 보통, 약함으로 평가되었습니다. 글로벌 등급은 XNUMX개 영역을 평가한 후 계산되었습니다. 처음 두 저자(MG와 ML)는 독립적으로 각 연구를 평가하고 각 시험의 전체 점수를 결정했습니다. 평가자 간 신뢰도는 카파 통계를 사용하여 정량화되었습니다. 저자 간의 불일치는 합의에 도달할 때까지 토론을 통해 해결되었습니다.

효과크기 계산 및 정량적 데이터 합성

통계 분석은 CMA(Comprehensive Meta-Analytics) 버전 2.2.064 소프트웨어 프로그램(Borenstein, Hedges, Higgins 및 Rothstein, 2005). 각 중독 범주 내에서 그룹 내 및 대조 연구 설계에 대해 별도로 심리학, 약리학 및 결합 연구에서 보고된 결과 변수에 대한 효과 크기를 계산했습니다(공식은 부록 참조). 표본 크기가 작기 때문에 Hedges의 방법을 사용하여 효과 크기의 편향을 수정했습니다. g 해당 95% 신뢰 구간(CI; 헤지스 & 올킨, 1984). 평균 및 표준 편차를 사용할 수 없는 경우 동등한 추정 절차를 기반으로 효과 크기를 계산했습니다(예: t 값 또는 정확한 확률 수준). 결과 변수가 둘 이상의 도구로 측정된 경우 이러한 도구의 데이터는 별도로 입력되어 특정 결과 변수에 대해 함께 통합되었습니다(2000 년, Lipsey & Wilson). 완료자 및 ITT(치료 의도) 분석을 기반으로 한 데이터를 보고하는 연구의 경우 ITT 데이터가 고려되었습니다. 효과의 방향은 "성공"에 따라 조정되었습니다. 즉, 치료 그룹이 대조군보다 우수한 성과를 낸 경우 효과 크기는 긍정적이었습니다. Cohen의 권고에 따르면 (1977), 효과크기가 0.20~0.30이면 소형, 0.50에 가까우면 중간, 0.80 이상이면 대형으로 분류할 수 있습니다.

연구 간의 이질성을 가정하여 효과 크기 통합을 위해 무작위 효과 모델을 사용하기로 결정했습니다. 효과 크기의 이질성은 해당 Q 통계량을 사용하여 조사되었습니다. p 가치와 I2 효과 크기의 실제 차이가 분산 비율에 의해 어느 정도 반영되었는지 나타내는 통계(Borenstein, Hedges, Higgins 및 Rothstein, 2009; 히긴스, 톰슨, 딕스, 알트만, 2003); I2 25%, 50%, 75% 값은 각각 낮음, 중간, 높음으로 분류되었습니다(Higgins 외, 2003).

연구 전반에 걸친 편향 위험

출판 편견을 통제하기 위해 우리는 철저한 문헌 검색을 수행하고 Rosenthal의 안전 장치를 계산했습니다. N (로젠탈, 1979) 및 깔때기 도표도 조사했습니다(듀발 & 트위디, 2000). 에 따르면 로젠탈 (1991), 중요하지 않은 전체 효과를 얻는 데 필요한 연구 수가 5개보다 큰 경우 효과 크기는 견고한 것으로 간주됩니다.k + 10, 여기서 k 연구횟수를 나타냅니다. 또한 트림 앤 필(trim-and-fill) 방법을 사용했습니다(듀발 & 트위디, 2000) 누락된 연구와 확인된 효과 크기에 미치는 영향을 추정합니다. 이 방법은 깔때기 도표의 논리를 기반으로 하며 출판 편향이 없는 경우 결과 변수에 대한 효과 크기의 대칭 분포를 가정합니다. 비대칭 분포의 경우 다듬기 및 채우기 방법으로 효과 크기를 조정하고 수정합니다(Borenstein et al., 2009); 분석에 10개의 연구를 사용할 수 있는 경우에만 이 방법을 적용했습니다(스턴, 에거, 모허, 2011). 깔때기 플롯 비대칭성은 Egger의 테스트를 사용하여 평가되었습니다(Egger, Smith, Schneider, & Minder, 1997 년). 단일 극단 효과 크기 값은 치료 효과에 대한 오해의 소지가 있는 해석을 생성하므로(2000 년, Lipsey & Wilson), CMA에서 제공하는 "one-study-removed" 방법을 사용하여 각 연구의 효과 크기가 전체 효과에 미치는 영향을 조사했습니다(Borenstein et al., 2005). 재계산된 결과가 효과 크기에 큰 영향을 미치지 않고 95% CI 내에 유지된 경우 연구는 분석에 유지되었습니다.

중재자 분석

효과 크기 간의 이질성을 설명하기 위해 가능한 중재자로서 데이터 분석 유형(ITT 대 완전 분석)과 연구 품질(EPHPP 글로벌 점수)을 조사했습니다. 우울증과 불안이 BA와 관련이 있는 것으로 밝혀졌기 때문입니다(예: González-Bueso 외, 2018; Starcevic & Khazaal, 2017 년), 우리는 이러한 동시 발생 장애(우울증 및/또는 불안의 포함 대 배제)의 함수로서 효과 크기가 다양한지 여부를 조사했습니다. 동시에 발생하는 장애, 특히 우울증과 불안은 BA의 영향을 받는 개인들에게 가장 흔하기 때문에(Starcevic & Khazaal, 2017 년), 동반 질환에 대한 데이터를 보고하지 못한 연구에는 동시에 발생하는 우울증과 불안이 있는 참가자도 포함되는 것으로 가정되었습니다. 심리학 연구를 위해 우리는 치료 방식(그룹 설정 vs. 개인 상담 vs. 다른 유형의 설정(예: 개인 및 그룹 설정, 가족 설정)), 전달 방식(대면[FTFT])을 추가로 조사했습니다. 자가 유도 치료(SGT)와 심리적 개입의 유형을 비교합니다. 심리적 개입의 유형은 심리적 전략을 다음과 같은 하위 범주로 나누어 분석했습니다: (1) 인지 및/또는 행동 치료를 다루는 CBT; (2) 다양한 치료 접근법을 포함하는 통합 치료, (3) 가족 치료, 현실 치료, 수용 및 헌신 치료, 미술 치료 등 다른 범주에 속하는 심리 치료. 많은 연구가 비서구 국가, 특히 IA에 대해 수행되었다고 가정하고 이전 메타 분석을 따랐습니다.Winkler et al., 2013) 문화적 배경(아시아 vs. 다른 국가)이 중재자인지 여부를 조사했습니다. 글로벌 IA와 IGD는 서로 다른 구성을 나타내기 때문에(예: 그리피스 & 폰 테스, 2014), 우리는 또한 글로벌 IA를 기반으로 한 연구와 IGD 및 기타 인터넷 기반 활동(예: 스마트폰 중독, 비디오 게임 중독)을 조사한 연구 간의 차이점을 조사했습니다.

약리학적 치료의 경우, 항우울제가 다른 유형의 약물 또는 혼합 약물(예: 메틸페니데이트와 결합된 항우울제)보다 우수한 성능을 발휘하는지 여부를 조사했습니다. 결합된 연구에서 우리는 심리적 및 약리학적 개입 유형의 영향을 모두 조사했습니다. 또한, 우리는 각 중독 범주 내의 치료 유형(심리적 개입, 약리적 개입, 복합 개입) 중 하나가 다른 것보다 유리한지를 조사했습니다. 마지막으로, 다양한 중독 범주의 심리적, 약리학적 개입의 효과 크기를 비교했습니다. "인터넷은 개인이 원하는 모든 콘텐츠(예: 도박, 쇼핑, 채팅, 섹스)에 액세스할 수 있는 채널일 뿐입니다"(그리피스 & 폰 테스, 2014, p. 2) 인터넷 사용 여부에 관계없이 '성 중독' 및 '강박 구매' 범주에 과도한 성행위 또는 구매 행동을 보이는 개인이 포함된 연구를 포함했습니다.

범주형 변수에 대한 중재자 분석은 다음의 합동 추정치를 사용하여 혼합 효과 모델을 사용하여 수행되었습니다. T2 그리고 해당 변수와의 분산 분석을 기반으로 한 Q- 테스트 p 부분군 간의 차이를 해석하기 위한 값(Borenstein et al., 2009). 이용 가능한 연구 수가 10개 이상인 경우(딕스, 히긴스, 알트만, 2011), 우리는 출판 연도와 치료 기간(심리학 시험에서 치료에 소요된 총 시간 또는 약리학 시험의 주 수로 평가)을 사용하여 메타 회귀 분석을 추가로 수행했습니다. 심리학 연구의 수가 불충분하여 치료에 소비된 시간을 나타내는 경우, 치료 기간을 측정하는 데 주 수를 사용했습니다. 평균 연령과 남성/여성 참가자 비율에 대한 메타 회귀 분석은 연구 전체의 연령과 성별이 연구 내와 다르기 때문에 신뢰할 수 있는 해석을 방해하기 때문에 수행되지 않았습니다.톰슨 & 히긴스, 2002).

결과

연구 선택

연구 선택 과정의 흐름도는 다음과 같습니다. Fig. 1. 치료 유형에 대해서는 평가자 간 의견 차이가 없었습니다.

그림 1.
그림 1.

연구 선택 과정의 흐름도

인용 : 행동 중독 저널 J 행동 중독자 9, 1; 10.1556/2006.2020.00005

연구, 치료 및 참가자의 특성

모든 중독 범주에 걸쳐 현재 연구 샘플은 통제 조건 유형이 다양했습니다. 그 중 절반은 통제 그룹을 구현하지 않았고(50%) 여러 연구에서는 대기자 명단, 치료 없음, 건강한 통제 또는 위약 통제 그룹(30%)을 사용했습니다. 다른 활성 치료 비교(20%). 결과는 주로 완료자(80%)를 기준으로 했습니다. 후속 데이터는 32개의 심리학 연구(IA: k = 16~1개월 기간의 6개 연구; M = 3.53, SD = 2.13; SA: k =11~1.5개월 기간의 6개 연구; M = 4.27, SD = 1.88; 콜럼븀: k = 5~3개월 기간의 6개 연구; M = 5.4, SD = 1.34), 12개월 추적 관찰이 포함된 CB 범주의 한 약리학 연구와 결합된 개입을 사용한 IA 범주의 두 연구에서 각각 XNUMX개월 추적 관찰에서 데이터를 수집했습니다.

대부분의 심리학 연구에서는 CBT(58%), 그룹 설정(71%) 및 대면 형식(92%)을 통해 치료를 수행했습니다. 심리적 개입에 소요된 총 시간은 15분에서 54시간 범위였습니다(M = 12.55시 XNUMX분, SD = 10.49), 26주에서 XNUMX주(M = 10.44, SD = 6.12), 8주에서 20주까지(M = 11.71, SD = 3.90) 각각 IA, SA 및 CB 치료에 적용됩니다. 대부분의 약리학 연구에서는 항우울제(85%)를 조사했습니다. 결합 임상시험의 대부분은 항우울제(71%)와 함께 CBT를 사용했습니다. 약물치료 기간은 6~52주였다.M = 15.67, SD = 17.95), 12주에서 72주까지(M = 24.83, SD = 23.58), 7~12주(M = 9.50, SD = 2.20) 각각 IA, SA 및 CB 치료에 사용됩니다.

모든 중독 범주에 걸쳐 총 3,531명의 참가자가 분석되었습니다(IA: n = 2,427; SA: n = 771; 콜럼븀: n = 333). 대부분의 연구에는 우울증과 불안이 동시에 발생하는 참가자가 포함되었습니다(77%). IA에 초점을 맞춘 임상시험은 주로 아시아 국가(75%)에서 수행되었습니다. 전체 표본은 평균 연령 76세의 IA(21%)와 평균 연령 98세의 SA(37%)를 조사한 연구에서는 주로 남성이었지만, 평균 연령 92.45세의 CB(42%)를 조사한 연구에서는 여성이었습니다. 연구의 특성에 대한 자세한 내용은 표 1~3.

테이블 1.인터넷 중독 연구의 특징

연구/연도Na치료군(N)/치료 방식/전달 방식b대조군(N)/치료 방식/전달 방식b배양/D/A(+/−)/IA 유형런닝타임 t/ccFU(월)결과(평가)데이터 분석EPHPP
심리 치료
아누라다와 싱 (2018)28CBT(28)/I/FTFT없음아시아/−/IANA없음GS (IADQ)CO3
바이와 판(2007)48IT(CBT; 자기통제; 사회적 역량)(24)/G/FTFTNT (24)아시아/+/IA161.5GS(CIAS-R)CO3
Caoet al. (2007)57CBT(26)/G/FTFTNT (31)아시아/+/IA10없음GS(YDQ, CIAS)CO2
셀릭 (2016)30EDU(15)/G/FTFTNT (15)터키/+/IA106GS(피우스)

FR(인터넷 사용 중 인터넷 게임 플레이 비율/w)d

NA3
Deng et al. (2017)63CBI(44)/G/FTFTWL (19)아시아/+/IGD186GS (CIAS)CO2
Du et al. (2010)56IT(CBT, 학부모 교육, 교사를 위한 EDU)(32)/G/FTFTNT (24)아시아/+/IA146GS(IOSRS)CO2
González-Buesoet al. (2018)301) CBT(15)/I/FTFT

2) IT(학부모를 위한 CBT+EDU)(15)/I/FTFT

HC (30)e스페인/−/IGD1) 9

2) 9

없음GS(DQVMIA)CO3
Guo et al. (2008)281) CBT(14)/G/FTFT2) SUPP(예: IA 정보 공유, 자존감 및 자원 증진) (14)/G/FTFTf아시아/+/IA1) 8

2) 해당 없음

없음GS (CIAS)CO2
Hanet al. (2012)14FT(14)/F/FTFT없음아시아/−/IGDNA없음GS (YIAS)

프랑스(h/w)

CO3
Hanet al. (2018)26CBT(26)/G/FTFT없음아시아/−/IGD24없음GS (CIAS)

프랑스(h/w)

CO3
Huiet al. (2017)731) CBT(37)/G/FTFT2) IT(CBT+EA)(36)/I+G/FTFTf아시아/−/IGD1) 5

2) 10

없음GS (IAD)CO2
케와 웡(2018)157CBT (157)G/FTFT없음아시아/+/IA121GS (PIUQ)CO3
Khazaeiet al. (2017)48PI(24)/G/FTFTWL (24)이란/+/IANA없음GS(IAT)

프랑스(h/w)

NA3
김 (2008)25RT(13)/G/FTFTNT (12)아시아/+/IA12.5없음GS (K-IAS)NA3
King et al. (2017)gCBT(84시간 금욕)(9)/I/NA없음호주/+/IGDNA1GS(IGD 체크리스트)

프랑스(h/w)

CO3
Lanet al. (2018)541) CBT(27)/G/FTFT2) EDU(27)/G/FTFTf아시아/+/SMA1) 8

2) 1

3GS (MPIAS)

프랑스(h/w)

CO2
Lee et al. (2016)46CBT(가정에서 매일 글쓰기)(46)/FTFT/I없음아시아/+/SMANA없음GS(KSAPS)CO
리와 다이(2009)76CBT(38)/I/FTFTWL (38)아시아/+/IA14없음GS (CIAS)CO3
Li, Garlandet al. (2017)301) 더보기(15)/G/FTFT2) SUPP(15)/G/FTFTf미국/−/IGD1) 16

2) 16

3GS(DSM-5 기준)ITT2
Li, Jinet al. (2017)731) CBT(36)/G/FTFT2) CBT+EA(37)/I+G/FTFTf아시아/+/IGD1) 5

2) 10

없음GS(IAT)CO3
Liu 등 (2013)311) CBT(16)/G/FTFT2) SM(예: 도박 빈도 서면 기록, 목표 행동 결정) (15)/G/SGTf아시아/−/IA1) 54

2) 24

없음GS(IAT)

프랑스(시간/일)

CO3
Liu 등 (2015)46FT(21)/G/FTFTWL (25)아시아/−/IA123GS (아피우스)

프랑스(h/w)

CO2
팔레 센 (Pallesen) 등. (2015)12IT(CBT; FT; SFT; MI)(12)/G/FTFT없음노르웨이/+/VGANA없음GS (GASA; PVP)CO3
박, 김 외. (2016)241) CBT(12)/G/FTFT2) VRT(12)/G/SGTf아시아/−/IGD1) 16

2) 4

없음GS (YIAS)CO3
Pornnoppadolet al. (2018)541) IT(CBT+기술+스포츠)(24)/G/FTFT2) EDU(30)/G/FTFTf아시아/−/IGDNA

2) 1

6GS(가스트)CO2
사쿠마 (Sakuma) 등. (2017)g10IT(CBT 포함 SDiC, 야외요리, 워크랠리, 트레킹, 목공) (10) G/FTFT없음아시아/−/IGDNA3FR(게임 h/d, h/w, d/w)CO3
Shek et al. (2009)22IT(개인 및 가족 상담, 동료 지원)(22)/I/FTFT없음아시아/+/IANA없음GS(CIA-Y, CIA-G)CO3
Sei et al. (2018)46MI(PFB)(46)/I/SGT없음아시아/+/IANA없음GS(IAT)CO3
Su et al. (2011)59CBT(온라인 치료 프로그램)

1) 르(17)/I/SGT

2) NE(12)/I/SGT

3) NI (14)/I/SGT

NT (16)아시아/+/IA1) 0.48

2) 0.48

3) 0.26

없음GS (YDQ)

프랑스(h/w)

CO2
van Rooij et al. (2012)7CBT(7)/I/FTFT없음네덜란드/+/IA7.5없음GS(CIUS)

프랑스(일/주, 시간/일)

CO3
Wartberget al. (2014)18CBT(18)/G/FTFT없음독일/+/IA12없음GS(CIUS)

FR(시간/주중, 시간/주말)

CO3
Woelflinget al. (2014)42CBT(42)/G+I/FTFT없음독일/−/IA32없음GS (AICA-S)

프랑스(시간/주말)

ITT3
양과 하오(2005)52IT(SFBT; FT; CT)(52)/I/FTFT없음아시아/+/IANA없음GS (YDQ)CO3
양 외. (2017)141) CBT(14)/G+I/FTFT

2) 에아(16)h

HC (16)e아시아/−/IA20없음GS(IAT)CO2
Yao et al. (2017)37IT(RT; MFM)(18) G/FTFTNT (19)아시아/+/IGD12없음GS (CIAS)CO3
영 (2007)114CBT(114)/I/FTFT없음미국/+/IANA6GS(APA, CCU, MSA, SF)

프랑스(OA)

CO3
영 (2013)128CBT 수정됨(128)/I/FTFT없음미국/+/IANA6GS (IADQ)CO3
장(2009)70IT(CBT;스포츠)(35)/G/FTFTNT (35)아시아/+/IA24없음GS(IAT)CO3
장 외. (2009)11CBT(11)/G/FTFT없음아시아/+/IANA없음GS(IAT)CO2
장 외. (2016)36IT(CBI+MFTR)(20)/G/FTFTNT (16)아시아/+/IGD17없음GS (CIAS)

프랑스(h/w)

CO2
종 외. (2011)571) FT(28)/G/FTFT2) IT(군사훈련, 스포츠, 중독행동 표적치료)(29)/G/FTFTf아시아/−/IA24.5

2) 해당 없음

3GS (OCS)CO2
Zhuet al. (2009)451) CBT(22)/G/FTFT2) IT(CBT+EA)(23)/I+G/FTFTf아시아/+/IA5

2) 10

없음GS(ISS)CO2
Zhuet al. (2012)731) CBT(36)/G/FTFT2) IT(CBT+EA)(37)/I+G/FTFTf아시아/+/IA5

2) 10

없음GS(IAT)CO2
약리 치료
Bipetaet al. (2015)11다양한 항우울제(클로나제팜을 3주 동안 감량한 후)(11)

(IA 및 OCD 참가자)

2) 다양한 항우울제(클로나제팜을 3주 동안 감량한 후) (27)

(OCD 환자만 해당)e

인도/−/IA52없음GS(YBOCS, IAT)NA3
Dell'Ossoet al. (2008)17에스시탈로프람 (17)없음미국/+/IA10없음GS(IC-IUD-YBOCS)

프랑스(h/w)

CO3
Hanet al. (2009)21메틸페니데이트 (21)

(콘서타)

없음아시아/−/IGD8없음GS (YIAS-K)

프랑스(시간/일)

CO3
Hanet al. (2010)11부프로피온 SR (11)없음아시아/−/IGD6없음GS (YIAS)

프랑스(시간/일)

CO3
박, 이 외. (2016)861) 메틸페니데이트(44)2) 아토목세틴(42)f

10~60mg/일

아시아/−/IGD12없음GS (YIAS)CO3
Songet al. (2016)1191) 부프로피온SR(44)

2) 에스시탈로프람(42)

NT (33)아시아/−/IGD6없음GS (YIAS)CO2
복합치료
한과 렌쇼(2012)251) 부프로피온+8세션 EDU(25)2) 위약+8 세션 EDU(25)e아시아/+/IGD81GS (YIAS)

프랑스(h/w)

CO2
Kim et al. (2012)321) 부프로피온+8회 CBT (32)2) 부프로피온+10분 주간 인터뷰 (33)e아시아/+/IGD81GS (YIAS)

프랑스(h/w)

CO2
Li et al. (2008)48다양한 항우울제

+CBT+FT (48)

없음아시아/+/IA4없음GS (IRQ)CO3
Nam et al. (2017)301) 부프로피온+EDU (15)2) 에스시탈로프람+EDU (15)f아시아/+/IGD12없음GS (YIAS)CO2
Santoset al. (2016)39혼합 약물+10회 세션 수정된 CBT(39)없음브라질/+/IA10없음GS(IAT)CO3
양 외. (2005)18CBT+부모교육+플루옥세틴 ​​(18)없음아시아/+/IA10.5없음GS(CIUS)CO3

주의 사항.

a분석에 포함된 피험자의 수입니다.

b중재자 "치료 방식"과 "전달 방식"은 심리 치료에만 적용되었습니다.

c심리 연구의 경우 치료 기간은 치료군(t)과 대조군(c)의 총 치료 시간을 사용하여 측정되었습니다. 약리학적 및 복합적 연구의 경우 치료 기간은 주수를 사용하여 측정되었습니다.

d결과 변수 "빈도"에 대한 데이터는 치료 그룹에서만 이용 가능했습니다.

e대조조건은 선정기준과 맞지 않아 분석에서 제외하였다.

f대조 조건은 별도의 치료군으로 간주되었습니다.

g이 연구에서는 치료 전부터 후속 조치까지만 데이터를 보고했습니다.

h치료조건은 선정기준과 맞지 않아 분석에서 제외하였다.

테이블 2.성중독 연구의 특징

연구/연도금액 Na치료군(N)/치료 방식/전달 방식b대조군(N)

치료 방식/전달 방식b

런닝타임 t/cc/D/A(+/−)FU(월)결과(평가)데이터 분석EPHPP
심리 치료
크로스비 (2012)27ACT(14)/I/FTFTWL (13)12/+5dGS(SCS)

FR(음란물 시청 시간/주, DDQ 수정 버전)

CO2
Hallberget al. (2017)10CBT(10)/G/FTFT없음8/−6GS(HD:CAS, HDSI)ITT3
Hallberget al. (2019)137CBT(70)/G/FTFTWL (67)8/−6GS(HD:CAS, SCS)ITT2
하디 외. (2010)138CBT(Candeo 온라인 프로그램) (138)/I/SGT없음26/+없음GS (PDR)

FR(음란물 사용/m, 자위/m)

CO3
Hartet al. (2016)49MI(49)/G/FTFT없음7/+3GS(SCS)CO3
Hartmanet al. (2012)e57IT(SA 및 SA-SUD용 프로그램)/ I+G/FTFT(57)없음13/+6GS(CSBI)CO3
Klontzet al. (2005)381) IT(EXPT; CBT; EDU; M-Medit.), 남성(28)/G/FTFT

2) IT(EXPT; CBT; EDU; M-Medit.), 여성(10)/G/FTFT

없음1) 1/+

2) 1/+

6GS(GSBI, CGI)CO3
Levinet al. (2017)11ACT (SHWB)(11)/I/SGT없음8/+1.5GS(CPUI)

FR(음란물 시청 하드웨어)

CO3
미나르시크 (2016)12CBT(12)/I/FTFT없음12/+없음GS(박수; HBI; SCS)

FR(음란물 시청 분/주)

CO3
Orzacket al. (2006)35IT(RtC, CBT, MI)(35)/G/FTFT없음16/+없음FR(음란물 보기/OTIS)CO3
Pachankiset al. (2015)63CBT(UP 기반 ESTEEM-SC)(32)/I/FTFTWL (31)12/+3GS(SCS)ITT2
파슨스 (Parsons) 등. (2017)11CBT(UP 기반 ESTEEM-SC)(11)/I/FTFT없음12/+없음GS(SCS)CO3
쿼드랜드 (1985)e151) GPT/G/FTFT(15)2) 기타 문제로 영향을 받은 참가자를 위한 PT/I/FTFT(14)f20/+6FR(지난 3개월 동안 n명의 다양한 성 파트너, 단 한 번만 본 성 파트너의 %, 한 파트너와의 섹스 %, 공공장소에서의 섹스 %)CO3
Sadizaet al. (2011)10CBT(10)/G/FTFT없음12/+없음GS(SCS)CO3
투 히그와 크로스비 (2010)6ACT(6)/I/FTFT없음8/+3FR(음란물 시청 h/d)CO3
윌슨 (2010)541) 미술치료(27)/G/FTFT2) 수정된 CBT(TCA)(27)/G/FTFTg1) 6/+

2) 6/+

1.5GS (HBI-19)CO2
약리 치료
카프카 (1991)10다양한 항우울제

+리튬 (10)

없음12/+없음GS (SOI)CO3
카프카와 프렌트키(1992)16플루옥세틴 ​​(16)없음12/+없음GS (SOI)CO3
카프카 (1994)11h설트랄린 (11)없음17/+없음GS (SOI)

FR(환상, 충동, 성행위 최소/일)

CO3
카프카와 헤넨(2000)26다양한 항우울제+ 메틸페니데이트 (26)없음72/+없음GS(TSO)

FR(환상, 충동, 성행위 최소/주)

ITT3
Wainberget al. (2006)28시탈로프람 (13)PLA (15)12/−없음GS(YBOCS-CSB, CSBI, CGI-CSB)

FR(자위, 인터넷 사용, 음란물 사용 h/w)

ITT2
복합치료
골라와 포텐자 (2016)3CBT+파록세틴 (3)없음10/+없음FR(음란물 사용/w)CO3
Scanavinoet al. (2013)4STPGP+다양한 약물 (4)없음16/+없음GS(SCS)CO3

주의 사항. A = 불안; ACT = 수용 및 헌신 치료; BSI = 간략한 증상 목록; CBT = 인지 행동 치료; CGI-CSB = 강박적인 성적 행동에 대해 채택된 임상적 전반적 인상 척도; CLAPS = 음란물 규모에 대한 명확한 호수 중독; CO = 완료자만; CPUI = 사이버 포르노 사용 목록; CSBI = 강박적인 성행위 목록; D = 우울증; d = 일; DDQ = 일일 음주 설문지; EDU = 심리교육; EPHPP = 효과적인 공중 보건 실천 프로젝트(1 = 강함, 2 = 보통, 3 = 약함 등급); ESTEEM = 효과적인 남성에게 권한을 부여하는 효과적인 기술; EXPT = 경험적 치료; FR = 빈도; FTFT = 대면 치료; FU = 후속 조치; G = 그룹 설정; GPT = 집단 심리치료; GS = 글로벌 심각도; GSBI = 가로스 성적 행동 목록; h = 시간; HBI = 성애자 행동 목록; HD:CAS = 성과다 장애:현재 평가 척도; HDSI = 성과다 장애 선별 검사 목록; 나 = 개별 상담; IT = 통합 치료; ITT = 치료 의도; m = 월; M-메디트. = 마음챙김 명상; MI = 동기 부여 인터뷰; NA = 사용할 수 없음; OTIS = Orzack 시간 강도 조사; PDR = 회복의 심리적 차원(강박적인 성적 사고, 회복에 대한 건설적인 반응, 긍정적인 감정, 부정적인 감정, 중독에 대한 주체 인식, 중독에 대한 책임을 거부하는 경향, 삶의 의미, 다른 사람과의 연결, 용서받는 느낌, 생각과 유혹적인 상황에 대한 인식, 건강한 즐거움의 출구) PLA = 위약; PT = 심리치료; RtC = 변화에 대한 준비; SA = 성적 중독; SA-SUD = 동반된 성적 중독 및 약물 중독; SC = 성적 강박; SCS = 성적 강박 척도; SGT = 자기 주도적 치료; SHWB = 자조 통합 문서; SOI = 성적인 출구 목록 ; STPGP = 단기 정신역동 집단 심리치료; TCA = 작업 중심 접근 방식; TSO = 총 성적 배출구; UP = 정서 장애의 진단을 통한 치료를 위한 통합 프로토콜; W = 대기자 명단; w = 주; YBOCS-CSB = 강박적인 성적 행동을 위해 수정된 예일-브라운 강박 척도.

a분석에 포함된 피험자의 수입니다.

b중재자 "치료 방식"과 "전달 방식"은 심리 치료에만 적용되었습니다.

c치료기간은 주수를 이용하여 측정하였다.

d전처리부터 후속 조치까지의 데이터는 결과 변수 "빈도"에 대해서만 제공되었습니다.

e이 연구에서는 치료 전부터 후속 조치까지만 데이터를 보고했습니다.

f대조조건은 선정기준과 맞지 않아 분석에서 제외하였다.

g대조 조건은 치료군으로 간주되었습니다.

h성도착증 관련 장애로 진단된 참가자만 분석에 포함되었습니다.

테이블 3.강박구매에 대한 연구의 특징

연구/연도금액 Na치료군(N)/치료 방식/전달 방식b대조군(N)런닝타임 t/cc/D/A(+/−)FU(월)결과(평가)데이터 분석EPHPP
심리 치료
암스트롱 (2012)10MBSR(4)/G/FTFTNT (6)8/+3GS(CBS, YBOCS-SV, IBS)CO2
Bensonet al. (2014)11IT(CBT, PSYDYN, PSYEDU, MI,

ACT, 마음챙김 요소) (6)/G/FTFT

WL (5)12/+6GS(수정 VCBS; RCBS; CBS;

YBOCS-SV)

FR(구매에 소요된 분/주, 에피소드 구매/주)d

CO2
필로멘스키 & 타바레스(2009)9CBT(9)/G/FTFT없음20/+없음GS (YBOCS-SV)CO3
Mitchell et al. (2006)35CBT(28)/G/FTFTWL (7)10/+6eGS(YBOCS-SV, CBS)

FR(에피소드 구매/주; 구매에 소비한 시간/주)

ITT2
Muelleret al. (2008)60CBT(31)/G/FTFTWL (29)12/+6eGS(CBS; YBOCS-SV; G-CBS)ITT2
Muelleret al. (2013)561) CBT(22)/G/FTFT

2) GSH 프로그램(CBT WB+5회 전화 세션) (20)/I/SGT

WL (14)1) 10/+

2) 10/+

6GS(CBS; YBOCS-SV)ITT2
약리 치료
블랙 외. (1997)10플루복사민 (10)없음9/−없음GS (YBOCS-SV)CO2
블랙 외. (2000)23플루복사민 (12)PLA (11)9/−없음GS (YBOCS-SV)ITT2
Grant et al. (2012)9메만틴 (9)없음8/−없음GS(YBOCS-SV, 모드 CB-SAS)CO2
코란 (Koran) 등. (2002)24시탈로프람 (24)없음12/+없음GS (YBOCS-SV)ITT2
코란 (Koran) 등. (2003)23시탈로프람 (23)없음7/+없음GS(YBOCS-SV, CBS, IBTS)ITT2
코란 (Koran) 등. (2007)26에스시탈로프람 (26)없음7/+없음GS (YBOCS-SV)ITT3
Ninanet al. (2000)37플루복사민 (20)PLA (17)12/+없음GS (YBOCS-SV)ITT3

주의 사항. A = 불안; ACT = 수용 및 헌신 치료; CBS = 강박구매 규모; CB-SAS = 강박 구매 증상 평가 척도(도박 증상 평가 척도의 수정 버전; CBT = 인지 행동 치료; CO = 완료자만; D = 우울증; EPHPP = 효과적인 공중 보건 실천 프로젝트(1 = 강함, 2 = 중간) , 3 = 약한 평가), FTFT = 대면 치료, FR = 빈도, FU = 후속 조치, G = 그룹 설정, G-CBS = 캐나다 강박 구매 측정 척도, 독일어 버전, GS = 글로벌 심각도, GSH = 자조 지도, h = 시간, I = 개별 상담, IBS = 충동 구매 척도, IBTS = 충동 구매 경향 척도, ITT = 치료 의도 분석, MBSR = 마음챙김 기반 스트레스 감소, MI = 동기 부여 인터뷰, NA = 이용 불가, NT = 치료 없음, PLA = 위약 대조 그룹, PSYDYN = 정신 역학, PSYEDU = 정신 교육적, RCBS = 리치먼드 강박 구매 척도, SGT = 자기 주도 치료, VCBS = 원자가 강박 구매 척도, WB = 워크북, WL = 대기자 명단, w = 주, YBOCS-SV = 예일 브라운 강박 강박 규모 쇼핑 버전.

a분석에 포함된 피험자의 수입니다.

b중재자 "치료 방식"과 "전달 방식"은 심리 치료에만 적용되었습니다.

c치료기간은 주수를 이용하여 측정하였다.

d결과 변수 "빈도"에 대한 데이터는 치료 그룹에서만 이용 가능했습니다.

e치료 후부터 FU까지의 데이터만 보고되었기 때문에 해당 연구는 FU 분석에서 제외되었습니다.

연구 내 편견의 위험

다양한 중독 카테고리에 포함된 연구에 대한 글로벌 EPHPP 점수는 다음과 같습니다. 표 1~3. 타당성 평가는 두 명의 독립적인 평가자가 수행하여 평가자 간 신뢰도를 산출했습니다. κ = IA 및 SA 카테고리 연구의 경우 0.73, κ = CB 카테고리 연구의 경우 0.75.

연구 전반에 걸친 결과 종합 및 비뚤림 위험

치료 후 및 후속 조치의 모든 결과에 대한 그룹 내 및 대조 연구 설계에 대해 별도로 모든 유형의 중독 및 치료에 대한 통합 효과 크기, 95% CI 및 유의성 테스트가 요약되어 있습니다. 표 4. 각 조건, 치료 및 치료 후 결과에 대한 그룹 내 효과 크기에 대한 포레스트 플롯은 다음과 같습니다. Fig. 2.

테이블 4.치료 후 및 후속 조치 시 모든 유형의 중독, 결과 및 연구 설계에 대한 효과 크기

결과효과 유형kg95 % CIzpI2FS N
인터넷 중독
심리 치료
글로벌 심각도그룹 내(게시물)541.51[1.29, 1.72]13.79<0.00193.6618,317
통제 (포스트)151.84[1.37, 2.31]7.268<0.00183.561,254
그룹 내(FU)171.48[1.11, 1.85]7.92<0.00194.614,221
진동수그룹 내(게시물)171.09[0.73, 1.49]6.02<0.00192.541,801
통제 (포스트)61.12[0.41, 1.83]3.08<0.0178.0569
그룹 내(FU)61.06[0.12, 2.00]2.21<0.0597.30259
약리학적 치료
글로벌 심각도그룹 내(게시물)81.13[0.85, 1.42]7.78<0.00178.76564
통제 (포스트)21.28[0.85, 1.71]5.85<0.0010.00-a
그룹 내(FU)NA
진동수그룹 내(게시물)30.72[0.49, 0.96]6.01<0.0010.0027
통제 (포스트)NA
그룹 내(FU)NA
복합치료
글로벌 심각도그룹 내(게시물)72.51[1.70, 3.33]6.03<0.00192.99756
통제 (포스트)NA
그룹 내(FU)22.15[0.66, 3.65]2.82<0.0193.55-a
진동수그룹 내(게시물)22.77[2.29, 3.24]11.39<0.00114.43-a
통제 (포스트)NA
그룹 내(FU)22.69[2.06, 3.32]8.43<0.00149.72-a
섹스 중독
심리 치료
글로벌 심각도그룹 내(게시물)141.09[0.74, 1.45]6.03<0.00192.541,311
통제 (포스트)30.70[0.42, 0.99]4.87<0.0017.0219
그룹 내(FU)101.00[0.67, 1.32]6.02<0.00190.02760
진동수그룹 내(게시물)60.75[0.46, 1.03]5.10<0.00170.96177
통제 (포스트)11.67[0.82, 2.53]3.83<0.0010.00-a
그룹 내(FU)40.83[0.37, 1.29]3.57<0.00171.5945
약리 치료
글로벌 심각도그룹 내(게시물)51.21[0.88, 1.54]7.12<0.00150.42134
통제 (포스트)10.14[−0.58, 0.87]0.380.700.00-a
그룹 내(FU)NA
진동수그룹 내(게시물)30.87[0.63, 1.12]6.92<0.0010.0033
통제 (포스트)10.79[0.04, 1.55]2.06<0.050.00-a
그룹 내(FU)NA
복합치료
글로벌 심각도그룹 내(게시물)11.91[0.75, 3.08]3.22<0.0010.00-a
통제 (포스트)NA
그룹 내(FU)NA
진동수그룹 내(게시물)11.04[0.22,1.85]2.49<0.0010.00-a
통제 (포스트)NA
그룹 내(FU)NA
강박 사고
심리 치료
글로벌 심각도그룹 내(게시물)71.00[0.75, 1.25]7.88<0.00146.43210
통제 (포스트)60.75[0.42, 1.08]4.45<0.0010.0027
그룹 내(FU)41.36[0.88, 1.84]5.57<0.00153.6566
진동수그룹 내(게시물)20.97[0.68] 1.26]6.55<0.0010.00-a
통제 (포스트)12.48[1.46, 3.49]4.76<0.0010.00-a
그룹 내(FU)11.01[0.47, 1.55]3.68<0.0010.00-a
약리 치료
글로벌 심각도그룹 내(게시물)71.52[1.18, 1.86]8.84<0.00163.17386
통제 (포스트)2- 0.13[−0.82, 0.57]- 0.350.7240.00-a
그룹 내(FU)1- 0.49[−1.00, 0.03]- 1.860.0630.00-a
진동수그룹 내(게시물)NA
통제 (포스트)NA
그룹 내(FU)NA

메모. 케이 = 치료 조건의 수; g = 헤지스의 g; CI = 신뢰 구간; I2 = 연구 전반에 걸친 총 변동의 백분율; FS N = 안전 장치 N (유의하지 않은 치료 효과를 얻기 위해 필요한 연구 수) NA = 사용할 수 없습니다.

a안전 장치 N 이용 가능한 연구가 3개 미만이므로 계산되지 않았습니다.

그림 2.
그림 2.그림 2.그림 2.

각 상태, 치료 및 치료 후 결과에 대한 전반적인 그룹 내 효과 크기. ACT = 수용 및 헌신 치료; AD = 항우울제; ArtTh = 미술치료; ATO = 아토목세틴; BUP = 부프로피온; CBI = 갈망 행동 개입; CBT = 인지 행동 치료; CIT = 시탈로프람; EDU = 교육 프로그램; ESC = 에스시탈로프람; FLU = 플루복사민; FT = 가족 치료; GSH = 안내된 자조; IT = 통합적 개입; LE = 실험실 환경; MBRS = 마음챙김 기반 스트레스 감소; MEM = 메만틴; METH = 메틸페니데이트; MI = 동기 부여 인터뷰; MORE = 마음챙김 중심의 회복 강화; NE = 자연 환경; NI = 비대화형 치료 조건; PFB = 개인화된 피드백; PI = 긍정적 심리학 개입; PTr = 부모 훈련; RT = 현실 치료; RW = 상대 중량; SER = 설트랄린; SH = 자조; SUPP = 지지 요법; UP = 정서 장애의 진단을 통한 치료를 위한 통합 프로토콜; VRT = 가상현실치료

인용 : 행동 중독 저널 J 행동 중독자 9, 1; 10.1556/2006.2020.00005

치료 후 및 추적관찰 시 심리치료의 효과크기

중독 범주 전반에 걸친 심리 치료는 두 연구 설계 모두에서 중간에서 대규모까지의 단기 효과 크기를 나타냈습니다. 모든 중독 범주의 장기 효과 크기는 치료 효과가 유지되었음을 나타냅니다. 에 묘사된 바와 같이 표 4, IA 및 SA 범주 내의 결과 변수에 대해 연구 전반에 걸쳐 주로 높은 이질성이 관찰되었으며 CB 범주에서는 중간 정도의 이질성 또는 동질성이 관찰되었습니다.

IA 범주 내에서 다듬기 및 채우기 방법은 전체 심각도 감소를 위해 깔때기 플롯 비대칭을 유발하는 17개 연구와 그룹 내 연구 설계의 빈도 감소를 위한 XNUMX개 연구를 식별했습니다. 이러한 채워진 연구를 사용한 분석에서는 효과 크기가 약간 감소한 것으로 나타났습니다(전체 심각도: g = 0.87; 95% CI [0.82, 0.92]; 에거의 테스트 p < 0.001; 빈도: g = 0.93; 95% CI [0.84, 1.03]; 에거의 테스트 p = 0.282) 출판 편견의 영향이 중요하지 않음을 시사합니다. 통제된 연구 설계에 기초한 전반적인 심각도 감소에 대한 출판 편향에 대한 징후는 발견되지 않았습니다(Egger의 테스트). p = 0.067). SA 범주 내에서 다듬기 및 채우기 방법은 전체 심각도를 감소시키기 위해 깔때기 플롯 비대칭을 유발하여 이 결과 변수에 대한 효과 크기를 약간 감소시키는 한 연구를 식별했습니다(g = 0.88; 95% CI [0.79; 0.97], Egger의 테스트 p = 0.318).항상 안전 장치가 있는 경우 N 분석을 수행한 결과, 모든 중독 범주에 걸친 효과 크기는 견고하지 않은 SA 및 CB 범주의 전체 심각도 감소에 관한 제어된 효과 크기를 제외하고 결과 변수에 대해 견고한 것으로 간주되었습니다.

치료 후 및 추적관찰 시 약물치료의 효과크기

치료 후 모든 중독 범주에 걸쳐 그룹 내 효과 크기는 중간 및 컸습니다. 통제된 효과 크기는 주로 IA 범주의 대규모부터 SA 및 CB 범주의 소규모 및 부정적 범위에 이르는 단일 시험을 기반으로 했습니다. 후속 데이터가 부족하여 장기적인 효과 크기를 해석할 수 없었습니다. 중독 범주 내의 결과 변수에 대해 연구 전반에 걸쳐 높거나 중간 정도의 이질성이 관찰되었습니다. 안전 장치 N 이용 가능한 데이터에 대해 수행된 분석은 효과 크기의 견고성을 제안했습니다.

치료 후 및 추적관찰 시 복합치료의 효과크기

결합된 중재는 큰 단기 효과 크기를 산출하는 그룹 내 연구 설계를 기반으로 IA 및 SA 치료에만 시행되었습니다. 후속 데이터는 동일하게 큰 효과 크기를 생성하는 IA 범주에서만 사용할 수 있습니다. IA 범주의 전반적인 심각도 감소에 대해 연구 전반에 걸쳐 높은 이질성이 관찰되었습니다. 그러나 안전장치는 N 효과 크기의 견고성을 나타냅니다.

단일 연구 제거 절차를 통한 이상치 식별은 심리학적, 약리학적, 복합 치료의 전반적인 효과에 대한 단일 연구의 영향이 없음을 보여주었습니다.

중재자 분석

그룹 내 효과 크기에 대해 중재자 분석이 수행되었습니다. 후처리 시 범주형 변수에 대한 결과는 다음과 같습니다. 표 5.

테이블 5.모든 유형의 중독 및 결과에 대한 범주형 변수에 대한 중재자 분석

IASACB
증여자결과변수큐벳피(Q)큐벳피(Q)큐벳피(Q)
심리 치료
심리치료 유형(CBT vs. IT vs. 기타)
GS4.240.1204.500.1050.340.945
FR0.110.94715.67<0.001a--
치료 방식(그룹 vs. 개인 vs. 기타)
GS0.470.7920.110.741b0.440.508b
FR0.550.76114.55<0.001b
전달 모드(FTFT 대 SGT)
GS9.15<0.010.560.4530.440.508
FR2.030.1540.760.384--
동반질환(D/A 포함 vs. 제외)
GS0.020.8980.840.3600.001.00
FR1.130.2890.001.00--
데이터 분석(완전성 대 ITT)c
GS0.300.5860.990.3200.0070.933
FR0.090.7710.001.00--
EPHPP(1 = 강함 대 2 = 보통 대 3 = 약한 내부 타당성)d
GS1.140.2852.240.1340.020.903
FR1.940.1640.530.466--
문화(아시아 vs. 서구 국가)
GS0.540.461----
FR0.580.447----
IA 유형(글로벌 IA vs. IGD vs. 기타)
GS1.630.653----
FR4.210.122----
약리 치료e
약리학적 치료 유형(AD 대 혼합 또는 기타)
GS5.62<0.05f0.090.7650.650.421g
동반질환(D/A 포함 vs. 제외)
GS0.730.392-h-h0.220.642
데이터 분석(완전성 대 ITT)
GS0.001.000.760.3834.89<0.05
EPHPP(1 = 강함 대 2 = 보통 대 3 = 약한 내부 타당성)d
GS0.470.493-h-h2.520.112
문화(아시아 vs. 서구 국가)
GS7.32<0.01----
IA 유형(글로벌 IA vs. IGD vs. 기타)
GS7.32<0.01i----
복합치료e
약리학적 치료 유형(AD 대 혼합 또는 기타)
GS0.830.362j----
심리치료 유형(CBT vs. IT vs. 기타)
GS20.81<0.001k----
심리치료 방식(집단 vs. 개인 vs. 기타)
GS0.290.592b----
동반질환(D/A 포함 vs. 제외)
GS0.001.00----
데이터 분석(완전성 대 ITT)
GS0.001.00----
EPHPP(1 = 강함 대 2 = 보통 대 3 = 약한 내부 타당성)d
GS6.06<0.05----
문화(아시아 vs. 서구 국가)
GS0.830.362----
IA 유형(글로벌 IA vs. IGD vs. 기타)
GS6.06<0.05i----

주의 사항. A = 불안; AD = 항우울제; CB = 강박 구매; CBT = 인지 행동 치료; D = 우울증; EPHPP = 효과적인 공중 보건 실천 프로젝트(정량적 연구를 위한 품질 평가 도구); GS = 글로벌 심각도; FR = 빈도; FTFT = 대면 치료; IA = 인터넷 중독; IGD = 인터넷 게임 장애; IT = 통합 치료; ITT = 분석 치료 의도; Qbet = 하위 그룹 간의 차이에 대한 동질성 통계; SA = 성 중독; SGT = 자기 주도적 치료.

aCBT : g = 0.98; 95% CI [0.83, 1.13]; p ≤ 0.001; 그것: g = 0.25; 95% CI [-0.08, 0.58]; p = 0.132; 기타 치료(즉, 수용 및 헌신 치료): g = 0.80; 95% CI [0.51, 1.10]; p ≤ 0.001.

b중재자 분석에는 두 개의 하위 그룹(그룹 대 개인)만 포함되었습니다.

c데이터 분석 유형을 나타내는 연구만 분석에 포함되었습니다(참조: 표 1).

d중재자 분석에는 두 개의 하위 그룹만 포함되었습니다(2 = 중간, 3 = 약함).

e결과 변수 "빈도"에 대한 중재자 분석은 연구 수가 부족하여 수행되지 않았습니다.

f중재자 분석에는 XNUMX개의 하위 그룹(AD 대 다른 약물[즉, 메틸페니데이트, 아토목세틴])만 포함되었습니다.

g중재자 분석에는 XNUMX개의 하위 그룹(AD 대 다른 약물[즉, 메만틴])만 포함되었습니다.

h중재자 분석의 결과는 해석되지 않았습니다. 두 하위 그룹 중 하나에 하나의 연구만 남아 있었기 때문입니다.

i중재자 분석에는 두 개의 하위 그룹(IA 대 IGD)만 포함되었습니다.

j중재자 분석에는 두 개의 하위 그룹(AD 대 혼합)만 포함되었습니다.

k중재자 분석에는 두 개의 하위 그룹(CBT 대 기타 치료[즉, 교육 프로그램])만 포함되었습니다.

모든 유형의 중독 및 중재에 대한 효과 크기는 연구의 질, 동시 발생하는 우울증 및 불안, 출판 연도(IA: 글로벌 심각도: β = -0.02; SE = 0.03; p = 0.417; 빈도: β = -0.09; SE = 0.05; p = 0.075; SA: 글로벌 심각도: β = -0.03; SE = 0.04; p = 0.519).

IA와 관련하여 SGT에 비해 FTFT에서 훨씬 더 큰 효과 크기가 발견되었으며, 전체적인 심각도 감소를 위해 더 많은 치료 시간을 포함하는 중재의 경우(β = 0.04; 남동 = 0.01; p < 0.01) 및 빈도(β = 0.03; 남동 = 0.009; p < 0.01). 약리학 연구의 글로벌 심각도 감소를 위해 다른 화학제(예: 메틸페니데이트, 아토목세틴)에 비해 항우울제의 효과 크기가 더 크고 아시아 국가와 비교하여 다른 국가에서 시행된 항우울제의 경우 IGD 및 스마트폰과 비교하여 글로벌 IA를 조사했습니다. 탐닉.

SA와 관련하여 CBT 및 기타 심리 치료(즉, 수용 및 헌신 치료)는 빈도 감소를 위해 통합 중재에 비해, 그룹 설정에 비해 개인 상담에 대한 이점을 보여주었습니다. CB 범주 내에서 완전한 분석을 사용한 약리학 시험은 전반적인 심각도 감소에 관해 ITT 분석을 기반으로 한 것보다 더 큰 효과 크기를 생성했습니다.

결합 치료에 대한 중재자 분석은 IA 범주에 대해서만 수행되었습니다. 결과는 더 큰 효과 크기가 CBT 조합, 낮은 품질의 시험 및 글로벌 IA를 조사하는 시험과 관련이 있음을 보여주었습니다.

심리치료 vs. 약리치료 vs. 복합치료

IA와 관련하여 결합 치료는 전반적인 심각도를 감소시키기 위해 심리적 및 약리학적 개입에 비해 더 큰 효과 크기를 생성했습니다(심리적 대 결합: Q사이에 = 7.80, p < 0.01; 약리학 대 복합: Q사이에 = 14.69, p < 0.001) 및 빈도(심리적 대 결합: Q사이에 = 8.73, p < 0.01; 약리학 대 복합: Q사이에 = 63.02, p < 0.001). 순수 심리 치료와 약물 치료의 효과 크기 사이에는 유의미하지 않은 결과가 발견되었습니다(전체 심각도: p = 0.173; 빈도: p = 0.492). CB를 고려하면, 약리학적 치료는 전반적인 중증도 감소에 있어 심리적 치료에 비해 이점을 보였습니다(Q사이에 = 5.45, p < 0.05). 그 외 치료 유형 간에 유의미한 차이는 관찰되지 않았습니다.

중독 카테고리의 차이점

중독 범주 전반에 걸쳐 효과 크기를 비교한 결과 심리적 개입과 관련하여 유의미하지 않은 결과가 나왔습니다(전체 심각도: p = 0.174; 빈도: p = 0.559) 및 약리학적 개입(전체 심각도: p = 0.203; 빈도: p = 0.389).

토론

본 논문의 목적은 IA, SA 및 CB에 대한 심리적, 약리학적 및 복합 치료의 효능을 조사하고 치료 결과의 가능한 예측 변수를 식별하는 것이었습니다. 더욱이 심리 및 약리학적 치료의 효과 크기를 기반으로 한 세 가지 유형의 BA 간의 ​​비교가 처음으로 수행되었으며, 추가로 치료 반응 측면에서 무질서한 도박 및 SUD와 유사점을 도출하는 것을 목표로 했습니다.

우리는 심리 치료가 IA와 SA의 전반적인 심각성과 빈도를 효과적으로 감소시키고 치료 반응이 장기간에 걸쳐 유지된다는 것을 발견했습니다. CB의 경우 심리 치료는 대규모 사전 사후 및 사전 추적 관찰의 전반적인 심각도 감소와도 관련이 있었습니다. 특히 IA와 관련된 대조 연구 설계와 SA 및 CB 범주의 개별 연구에서 두 결과 변수 측면에서 크고 중간 정도의 단기 이득이 확인되었습니다. 이러한 결과는 도박중독에 대한 심리치료를 조사한 메타분석에서 얻은 결과와 동일한 범위에 있다.Cowlishaw 외, 2012; 구딩 앤 타리어, 2009; Goslar, Leibetseder, Muench, Hofmann 및 Laireiter, 2017; Leibetseder, Laireiter, Vierhauser, & Hittenberger, 2011; Pallesen, Mitsem, Kvale, Johnsen 및 Molde, 2005) 및 SUD (Dutra 등, 2008; 삼각대, 벤더, Litschge 및 Vaughn, 2010).

CBT가 세 가지 중독 범주에 걸쳐 가장 일반적으로 사용되었지만, 치료 방식, 특히 인터넷 중독과 관련하여 문화적 배경에 관계없이 문제 행동을 줄이는 데 다양한 다른 심리적 접근법이 동등하게 효과적인 것으로 입증되었습니다. 이러한 결과는 최근 메타 분석에서 보고된 결과와는 다릅니다. CBT는 온라인 사용 시간 단축, 개별 상담, 미국에서 실시된 연구 등 다른 심리 치료에 비해 CBT의 장점을 발견했습니다.Winkler et al., 2013). 그러나 불일치는 중재자 분석이 그룹 내 통합 및 통제된 효과 크기에 대해 수행되었다는 사실과 메타 분석에 최신 연구 결과가 추가되었기 때문에 발생할 수 있습니다. 이들 중 가장 일반적으로 사용되는 접근법에는 다양한 기능 장애 가족 조건(예: 슈나이더, 킹, 델파브로, 2017) 문제가 있는 청소년 인터넷 게이머(예: 한, 김, 이, 렌쇼, 2012), SUD가 있는 청소년에게도 적용됩니다(리뷰는 다음을 참조하세요). 필게스, 안데르센, 요르겐센, 2018). 마찬가지로, 마음챙김 기반 프로그램은 IA 증상 완화에 성공적으로 적용되었습니다.리, 갈랜드 외, 2017) 및 CB(암스트롱, 2012), SA 치료를 위해 수용 및 헌신 요법 시행(예: 크로스비, 2012)은 도박 장애 및 SUD 증상을 줄이는 데 유용한 것으로 입증되었습니다(A-tjak 외, 2015; 리, 하워드, 갈랜드, 맥거번, 라자르, 2017; 메이너드, 윌슨, 라부지엔스키, 휘팅, 2018). 대부분 CBT 요소를 포함하는 통합 프로그램은 강박적인 성적 행동의 빈도 감소를 제외하고 세 가지 중독 범주에 걸쳐 똑같이 큰 효과 크기를 생성했습니다. 그러나 이 결과는 Orzack Time Inventory Survey(OTIS; 오르 자크, 1999)는 "충분히 포괄적이지 않은" 것으로 나타났습니다(오자크, 볼루스, 울프, 헤넨, 2006, p. 354) 부적응적인 컴퓨터 사용 빈도를 측정합니다. 왜냐하면 Orzacket al. (2006) 그룹 설정에서 치료를 제공했지만, 이 연구의 낮은 효과 크기는 또한 신뢰할 수 있고 유효한 측정 도구 사용의 중요성을 강조하는 개인 상담에 비해 그룹 설정의 단점을 설명합니다(또한 참조). Hook, Reid, Penberthy, Davis, & Jennings, 2014 년). 또한 치료 반응은 한 가지 예외를 제외하고 전달 유형과 독립적인 것으로 나타났습니다. FTFT를 받는 IA 영향을 받은 개인은 SGT에 포함된 개인보다 치료에서 더 많은 이익을 얻는 것처럼 보였습니다. 그러나 IA 치료를 위해 구현된 SGT에는 FTFT보다 세션 수가 상당히 적었습니다. 따라서 전달 유형보다는 기간이 이러한 그룹 간 차이를 설명할 수 있으며, 이는 최근 메타 분석 결과를 뒷받침합니다(고슬라 외, 2017) 이는 간단한 SGT가 고강도의 구조화된 자조 프로그램보다 개선 수준이 낮을 수 있음을 나타냅니다. 이러한 발견에 대한 증거는 SA 치료를 위해 시행된 보다 집중적인 SGT에 의해 제공되었습니다(하디, 러치티, 헐 & 하이드, 2010; 레빈, 헤닝거, 피어스, 투히그, 2017) 및 CB(Mueller, Arikian, de Zwaan 및 Mitchell, 2013), FTFT에서 발견된 것과 비슷한 효과 크기를 생성합니다. 따라서, 특히 IA의 전반적인 중증도 및 빈도 감소와 관련하여 심리 치료 기간에 따라 치료 성공률이 증가했습니다. SA의 전체적인 심각도 감소에 대해서도 유사하지만 중요하지 않은 결과가 관찰되었습니다. 이러한 결과는 아시아 IA 연구의 결과와 일치합니다.천 외, 2017), 그리고 무질서한 도박으로 얻은 것들(고슬라 외, 2017; Leibetseder 외, 2011; 팔레 센 (Pallesen) 등, 2005), 이는 중독 행동의 발현이 개선되기 위해서는 더 집중적인 치료가 필요함을 시사합니다.

심리 치료와 마찬가지로 약리 치료도 세 가지 중독 범주에 걸쳐 병리학적 증상을 크게 사전 사후 감소시키는 것으로 나타났습니다. 그러나 제한된 양의 데이터로 인해 치료 반응의 지속성 및 위약에 비해 약물의 단기 이득에 관해 결론을 내릴 수 없습니다. 더욱이 SA와 CB의 치료를 위해 실시된 위약 대조 시험은 문제 행동에 대한 성찰을 포함하여 정기적인 치료사와의 접촉과 같은 추가 지원으로 인해 결함이 있었습니다.블랙, 가벨, 한센, 슐로서, 2000; 와인버그 등, 2006) 또는 쇼핑 일기 작성과 같은 수반되는 전략(예: Black 외, 2000; 니난 외, 2000) 그룹 간 작은 차이에 기여하고 화학 작용제의 효과를 숨깁니다(Black 외, 2000; 니난 외, 2000; 와인버그 등, 2006). 비교를 위해, 도박 장애에 대한 약리학적 치료의 단기적 이득은 위약에 비해 중간 범위였습니다(Goslar, Leibetseder, Muench, Hofmann 및 Laireiter, 2018), 알코올 사용 장애, 다양한 의학적 질병 및 정신 건강 장애(예: 조나스 외, 2014; Leucht, Hierl, Kissling, Dold, & Davis, 2012).

중재자 분석에서는 약물 종류 간에 유의미한 차이가 없음을 보여 주었지만, CB의 전반적인 중증도 감소에 대한 치료 이득은 두 번의 시험에서 관찰된 완료자를 기반으로 한 더 큰 효과 크기로 인해 과대평가된 것으로 나타났습니다.블랙, 모나한, & 가벨, 1997; 그랜트, Odlaug, 무니, 오브라이언, & 김, 2012) ITT 분석에서 얻은 결과와 비교됩니다. 이러한 시험은 또한 ITT 분석의 사용을 뒷받침하는 전체적인 심각도 감소를 위해 심리적 치료에 비해 약리학적 치료의 우월성을 결정했습니다. 이는 치료 맥락에서 보다 현실적인 조건을 반영하는 실용적인 통계적 접근 방식을 나타냅니다(예: 세지윅, 2015). IA 범주 내에서만 항우울제가 다른 약물보다 우수한 것으로 나타났습니다. 그러나 데이터를 면밀히 조사한 결과 치료 효과가 더 높은 하위 그룹에는 우울증이 동반된 성인 참가자와 항우울제로 치료받는 강박 장애가 포함되었으며 효과 크기가 가장 큰 시험이 포함된 것으로 나타났습니다.g = 2.54; Dell'Osso 외, 2008 년). 치료 효과가 감소한 하위 그룹에는 정신자극제(메틸페니데이트)로 치료를 받은 주의력 결핍 과잉 행동 장애(ADHD)가 있는 청소년이 포함되었으며 IA의 기본 심각도가 낮은 개인을 조사하는 효과 크기가 가장 낮은 시험이 포함되었습니다.g = 0.57; Han et al., 2009). 이러한 차이는 중재자의 “문화”와 “IA 유형”에도 영향을 미쳤습니다. 중재자 분석에서 두 연구를 제거하면 항우울제의 장점과 중재자 "문화" 및 "IA 유형"에 대한 유의미한 결과가 사라졌습니다. 두 하위 그룹 모두에서 치료가 유익한 결과를 가져왔지만 단일 임상시험으로 인해 차이가 발생한 것으로 나타났습니다. 따라서 더 많은 연구가 가능하다면 동시에 발생하는 ADHD, 약물 치료, 연령 및 문화 간의 상호 작용에 대한 조사가 필요합니다. 그러나 동반된 ADHD를 제외하고, 장애 특이적 개선은 동반된 우울증 및 불안과는 독립적이었으며, 이는 초기 IA의 결과를 뒷받침합니다(예: Han & Renshaw, 2012) 및 무질서한 도박 연구(리뷰를 보려면 다울링, 메르쿠리스, 로레인스, 2016).

세 가지 중독 범주에 걸쳐 주로 세로토닌 선택적 재흡수 억제제(SSRI)가 높은 비율의 동반 기분 장애(예: 카프카, 1991) 및 특히 SA와 관련하여 성행위에 대한 세로토닌의 억제 특성(예: 카프카와 프렌트키, 1992). 오피오이드 길항제(예: 날트렉손)와 글루타메이트성 약물(예: 토피라메이트)은 SA(예: 그랜트 & 킴, 2001; 카잘 & 줄리노, 2006) 및 CB(예: 그랜트, 2003; 구즈만, 필로멘스키, 타바레스, 2007) 유익한 결과를 보여줍니다. 오피오이드 길항제와 글루타메이트 작용제는 SUD에 대한 유리한 치료 옵션으로 입증되었기 때문에(굴리엘모 외, 2015; 조나스 외, 2014; 미나리니 외, 2017) 및 무질서한 도박(바틀리 앤 블로흐, 2013; 고슬라 외, 2018), 이러한 유형의 약물은 특히 BA에서 관찰되는 동반 질환 SUD의 비율이 높다는 점에서 대규모 및 통제된 연구 설계에서 조사에 유망한 것으로 보입니다(예: Grant et al., 2010).

IA에 대한 결합 치료, 특히 CBT와 결합된 약물은 IA 치료 결과 연구에 대한 최근 검토의 권장 사항을 뒷받침하는 순수한 심리적 및 약리학적 중재에 비해 향상된 훈련 효과를 나타냈습니다(Przepiorka, Blachnio, Miziak 및 Czuczwar, 2014). 다른 심리적 전략과 결합된 것보다 CBT 결합이 우월하다는 것은 매우 큰 효과 크기를 산출하는 단일 시험을 기반으로 하는 것으로 가정되었습니다(g = 5.31; 양, 샤오, 정, 2005), 중재자 "품질" 및 "IA 유형"에도 영향을 미칩니다. 그러나 이 연구를 하위 그룹 분석에서 제외하면 CBT 조합의 이점만 유의미하게 남아 있습니다.

대부분의 정보는 IA 치료 결과 연구를 통해 제공되었고 대조 시험의 데이터는 여전히 제한적이지만 심리적, 약리학적 접근 방식은 세 가지 조건에서 유리한 단기 효과를 나타냈으며 이는 약물 남용 및 도박 장애에 적용한 것과 유사합니다(예: 고슬라 외, 2017; Grant et al., 2010) 우리의 가설을 뒷받침합니다. 이러한 발견은 진단 기준의 검증 누락과 제한된 역학적, 유전적, 신경생물학적 데이터(예: Grant et al., 2010). 그러나 그들은 중독 유형에 관계없이 개인이 치료에 동등하게 잘 반응한다고 제안합니다. 이러한 결과는 물질 관련 장애와 BA 모두에 대한 일반적인 기본 메커니즘을 기술하는 중독 장애의 이론적 모델에 잘 들어맞습니다.그리피스, 2005; 제이콥스, 1986; 오 포드, 2001; Shaffer 등, 2004), 이는 심리적, 약물학적 치료를 적용하여 수정할 수 있습니다(Potenza 등, 2011). 만성적인 약물 사용과 행동(예: 네슬러, 2005), 심리 치료, 특히 CBT 기반 옵션은 기능 장애 인지 및 부적응 행동을 변화시킬 가능성이 있습니다(킴 앤 하지진스, 2018), 전두엽 뇌 영역을 목표로 하여 자기 통제 메커니즘을 강화합니다(Potenza 등, 2011). 약리학적 치료는 보상 경로와 신경 전달 물질 시스템을 목표로 하여 갈망과 금단 증상을 줄이는 것을 목표로 합니다.Potenza 등, 2011). 더욱이, IA 치료에서 관찰된 바와 같이, CBT와 약리학적 치료의 병용은 둘 사이의 상호작용이 아직 불분명함에도 불구하고 추가적인 효과를 가질 수 있습니다.Potenza 등, 2011).

다음 제한 사항에 유의해야 합니다. 첫째, 대부분의 메타 분석 검토에서 그렇듯이 포함된 연구는 방법론적 품질이 달랐지만 통계적으로 다루었을 때 품질 차이로 인해 효과 크기에서 체계적인 편향이 관찰되지 않았습니다. 연구의. 그러나 어떤 연구도 선택 편향 및 그룹 내 연구 설계의 우세로 인해 혼란 요인의 식별 및 제어, 눈가림과 관련하여 제한된 증거 품질을 반영하여 가장 높은 등급을 달성하지 못했습니다. 따라서 특히 약리학적 시험과 관련하여 추가적인 심리사회적 지원 및 후속 데이터의 모니터링을 포함하여 엄격하게 설계된 RCT가 필요합니다. 더욱이, 대부분의 인터넷 중독 연구에는 인터넷을 통해 행해지는 다양한 행동(예: 온라인 게임, 음란물 시청)이 포함되어 있지만, 연구에서는 인터넷 중독의 보다 일반적인 개념과 인터넷에 의해 유발되는 특정 유형의 중독 행동 사이의 차이점이 입증되었습니다(Montag et al., 2015). 그러나 우리는 사용된 매체에 관계없이 각각의 행동에 따라 연구를 그룹화함으로써 이 문제를 극복하려고 노력했습니다. 동시 발생 장애와 관련하여 우리는 행동 중독 중 유병률이 높을 뿐만 아니라(예: Starcevic & Khazaal, 2017 년), 또한 이러한 데이터는 XNUMX차 연구의 제외 기준에서 가장 명확하게 식별할 수 있었기 때문입니다. 다른 조건은 종종 BA와 함께 발생하기 때문에(예: Grant et al., 2010), 치료 반응은 동반질환의 성격에 따라 영향을 받을 수 있습니다(Dowling et al., 2016), 향후 메타 분석에서 이 정보를 평가하기 위해 동반 장애의 유형과 비율을 체계적으로 보고하는 추가 연구가 권장됩니다. 대부분의 연구에서는 진단 방법에 대한 정보도 제공하지 못했습니다. 그러나 진단을 결정하는 방식은 타당성에 영향을 미칠 수 있습니다(칼브링 외, 2002; 참고도 안데르손 & 티토프, 2014). 따라서 향후 연구에서는 진단이 임상의에 의해 이루어졌는지, 자가 보고, 대면 또는 인터넷을 통해 이루어졌는지 보고해야 합니다. 또한, 향후 연구에서는 치료 반응 측면에서 물질 관련 BA와 비물질 관련 BA 간의 ​​유사점과 차이점을 조사하기 위해 BA 및 SUD가 있는 개인에 대한 치료의 영향을 직접 비교하는 것이 좋습니다.

이러한 한계에도 불구하고, 현재의 메타 분석 결과는 다양한 심리적 개입이 IA 증상을 줄이는 데 효과적이며, 특히 대면하여 장기간에 걸쳐 실시할 때 효과적이라는 것을 시사합니다. ADHD가 동시에 발생하는 개인을 위한 항우울제와 정신자극제는 IA 증상을 개선했지만, 항우울제와 결합된 CBT는 단독 요법에 비해 이점을 보여주었습니다. 현재 연구 상태에 따르면 CBT와 항우울제는 SA 및 CB 치료에 효과적인 것으로 보입니다. 치료에 대한 수요를 고려할 때, 물질 관련 장애와 중독성 행동 사이의 유사점을 확인하고 이러한 장애 상태에 대한 치료법을 더욱 개선하기 위해 신경생물학적 연구가 계속되어야 합니다.Grant et al., 2010; Potenza 등, 2011).

자금 출처

본 연구는 공공, 상업 또는 비영리 부문의 자금 지원 기관으로부터 직접적인 재정 지원을 받지 않았습니다.

저자의 공헌

Martina Goslar는 문헌 검색을 수행하고 데이터를 추출하고 분석을 수행했습니다. 메타 분석에 포함할 논문은 데이터 추출을 검증한 Martina Goslar와 Max Leibetseder가 심사했습니다. Anton-Rupert Laireiter는 이러한 프로세스를 감독했습니다. Martina Goslar와 Max Leibetseder는 연구의 타당성을 평가했습니다. Hannah M. Muench는 데이터 구성을 지원하고 통계적 조언을 제공했습니다. 원고는 Hannah M. Muench, Anton-Rupert Laireiter 및 Stefan G. Hofmann의 의견과 함께 Martina Goslar가 작성했습니다. 모든 저자는 최종 원고에 기여하고 승인했습니다.

관심사 충돌

Martina Goslar는 이해 상충이 없다고 선언합니다. Max Leibetseder는 이해상충이 없음을 선언합니다. Hannah M. Muench는 이해상충이 없음을 선언합니다. Hofmann 박사는 Alexander von Humboldt Foundation(Humboldt 상의 일부), NIH/NCCIH(R01AT007257), NIH/NIMH(R01MH099021, U01MH108168) 및 James S. McDonnell 재단으로부터 재정 지원을 받습니다 21st 인간 인지를 이해하는 세기 과학 이니셔티브 – 특별 이니셔티브. 그는 Springer Nature 및 Association for Psychological Science에서 편집자로, Palo Alto Health Sciences에서 고문으로, John Wiley & Sons, Inc. 및 SilverCloud Health, Inc.에서 주제 전문가로 활동한 데 대해 보상을 받습니다. 그는 또한 다양한 출판사로부터 편집 작업에 대한 로열티와 지불금을 받습니다. Anton-Rupert Laireiter는 이해상충이 없음을 선언합니다.

감사의

저자들은 중국어 출판물을 번역해주신 Xuan Wang 여사와 Yang Zhang 여사에게 감사의 말씀을 전하고 싶습니다.

효과 크기 계산 공식

그룹 내 효과 크기를 계산하기 위해 다음 공식이 사용되었습니다.Borenstein 등, 2005, 2009):

d=(Y̅̈1-Y̅̈2SDifference)2(1-r)−−−−−−−√,

그렇게 Y̅̈1 전처리 평균을 반영합니다. Y̅̈2 치료 후 평균을 반영합니다. S차이 차이의 표준편차를 반영합니다. r 치료 전 점수와 치료 후 점수 사이의 상관 관계를 반영합니다. 표본 크기가 작기 때문에 모든 효과 크기는 Hedges의 방법을 사용하여 편향에 대해 수정되었습니다. g 곱하여 계산한 것입니다. d 보정 계수로

J(df)=1-34df-1,

그렇게 df 그룹 내 표준 편차를 추정할 수 있는 자유도를 나타냅니다. 이 공식은 전처리부터 최신 추적까지의 효과 크기 계산에도 적용되었습니다. 제어된 효과 크기는 다음 공식을 사용하여 계산되었습니다.

g=(Δ̅̈턱-Δ̅̈계속)(n턱-1)SD2턱+(n계속-1)SD2계속n금액-2−−−−−−−−−−−−−−−−−−−−−−−−−−−√×(1-34(n금액-9)),

그렇게 Δ 뿡뿡 는 치료 전후의 평균 변화입니다. SD 는 치료 후 점수의 표준편차이고, n 는 표본 크기이고, TREAT는 활성 치료 조건을 나타내고, CONT는 제어 조건을 나타냅니다. 수행원 로젠탈 (1991), 우리는 사전 사후 상관 관계를 다음과 같이 추정했습니다. r = 0.70.

참고자료

메타분석에 포함된 참고문헌