Зээндүү негизинде Интернет жана депрессия жана кыжаалат боюнча Smartphone көз карандылыкты Effects талдоо келген Баалоо (2018)

Int J чөйрөнү Рез Коомдук саламаттык сактоо. 2018 Apr 25; 15 (5). Pii: E859. чтыкта: 10.3390 / ijerph15050859.

Ким YJ1, Jang HM2, Lee Y3, Lee D4, Ким DJ5.

жалпылаган

Интернетке башы (МА) жана психикалык көйгөйлөрү ташкил көз каранды (SA) бирикмелери көп изилденген. Биз тобун өзгөрүүлөрдүн үчүн өзгөртүп эми депрессия жана тынчы боюнча IA жана SA таасирин иликтөө. Бул изилдөөдө, 4854 катышуучулары кесилишинин желеге негизделген коомдук-экономикалык кубулуштарды заттар, анын ичинде сурамжылоо жүргүзгөн, Интернет наркология, Smartphone адат напсине шкаласы Корея масштаб жана Symptom Checklist 90 пункттардын-кайра кароо боюнча subscales. Катышуучулар МА, SA жана жөнөкөй колдонуу (NU) топторго бөлүнгөн болчу. тандап алуу жагын азайтуу үчүн, тукум куучулук тилкесинин негизинде зээндүү эсеби салыштыруу ыкмасы колдонулат. IA тобу депрессия (салыштырмалуу тобокелдик 1.207 бир тобокелдигине көрсөттү; p <0.001) жана тынчсыздануу (салыштырмалуу коркунуч 1.264; p НУга салыштырмалуу <0.001). SA тобу депрессиянын жогорулоо тобокелдигин көрсөттү (салыштырмалуу тобокелдик 1.337; p <0.001) жана тынчсыздануу (салыштырмалуу коркунуч 1.402; p NCлерге салыштырмалуу <0.001). Бул ачылыштар IA жана SA экөө тең депрессияга жана тынчсызданууга олуттуу таасир эткенин көрсөтүп турат. Андан тышкары, биздин ачылыштар SAнын IAдан күчтүү депрессия жана тынчсыздануу менен байланышы күчтүү экендигин көрсөтүп, смартфонду ашыкча колдонуунун алдын алуу жана башкаруу саясатынын зарылдыгын баса белгиледи.

KEYWORDS:  Интернет көз карандылык; тынчсыздануу; депрессия; зээндүү эсеби; ташкил көз карандылык

PMID: 29693641

DOI: 10.3390 / ijerph15050859

 

1. тааныштыруу

Интернет жана күндөлүк турмушунда кыналган, көбөйтүү, пайдалануу жана чакырык менен, топтолгон изилдөө Психикалык ден-соолук [чөйрөдө ашыкча Интернет жана ташкил пайдалануунун терс таасирин көрсөткөн1].
Түштүк Кореянын калкынын ташкил колдонуучу баасы болжол менен 85% түзөт, жогорку дүйнө жүзү боюнча [2]. Бирок, ашыкча ташкил пайдалануу күчтүү, анын ичинде стресс жана нормалдуу тынчсыздануу бир тобокелдиктин бир катар психикалык саламаттык маселелери менен байланышкан [3,4]. Smartphone көз карандылык (SA) Интернетке көз каранды (МА) менен бирге көз карандылыктын бир түрү болуп чыкты, ал эми SA клиникалык мүнөздүү акыркы жылдары кулак алган [5]. Мисалы, мындай кыналган, жеңил дептер, реалдуу убакыт Интернет мүмкүндүк алуу менен түздөн-түз байланыш өзгөчөлүктөрү [айрым түзмөктөрдүн байланыштуу айырмачылыктар бар6]. IA жана SA ортосундагы окшоштуктар жана айырмачылыктар медиа-технологияларды колдонуу нг өзгөрмөлөр жана шыктандыруу аспектилерине карата маалым болгон [1,6].
экологиялык жактан алып караганда, башка иш-чаралардын жоктугу МА менен байланышкан [7]. Андан тышкары, бир күчтүү коомдук желеде жана онлайн оюн [менен байланышкан деп билдирилген жатат8]. билим берүү органдары менен айлык киреше өлчөмүнө чейин эле, SA менен элине жакында изилдөө төмөнкү кирешени бар адамдардын пайдасына саламаттык чен олуттуу айырмачылыктарды таап жана билим [бир төмөнкү даражасы9]. Бул табылга ылайык, бир системалуу кайра карап чыгуу МА [академиялык аткаруу жана оордугуна ортосунда олуттуу өз ара билдирди10]. жаш курагы боюнча, жакында карап көйгөйлүү Интернет пайдалануу да өспүрүм жана өнүгүп келе жаткан кишилер үчүн абдан маанилүү деп табылган (19 жыл жана андан улуу) [10], Ташкил көз карандылык кишилер (19 жыл жана андан улуу) пайда менен салыштырганда, өспүрүмдөрдүн жаш таркаган көбүрөөк, ал эми [11]. Жакында эле жүргүзүлгөн бир изилдөөгө аялдар эркектерге [салыштырмалуу, кыналган, күн сайын колдонуу жолу менен көз карандылыгы баалардын жогорку орточо жакын экенин көрсөттү4]. Чой ж.б.. (2015) эркек гендердик МА үчүн тиешелүү тобокелдиктин таасирин эске бар экенин билдирди, ал эми SA [үчүн аялдардын гендердик1]. пайдалануу максатында байланыштуу коомдук тармакташуу башка уюлдук телефон менен байланышкан милдеттерин салыштырганда катуу жогорку ташкил көз каранды байланыштуу, деп көрсөткөн [11]. IA, Андерсон ж.б. менен жеке эле. (2016) эркек гендердик олуттуу онлайн PC оюн [байланыштуу болду деп билдирди10].
психологиялык аспектилерин эске алуу менен, депрессия жана тынчсыздануу менен IA жана С.А. оң бирикмелер жалпыга маалым болгон [12,13]. Акыркы изилдөөлөр Интернет кыналган, кыныгып өзү колдонуучунун жеке билүү-психикалык жана жүрүм-кароо орто караганда менен пайда болушу мүмкүн деп эсептешет [14,15,16]. Жакында эле жүргүзүлгөн бир изилдөөгө IA жана SA да боорукер жана бактылуу ролун байкалган [17]. психопатология эске алуу менен, бир нече изилдөөлөр IA, депрессия, тынчсыздануу [ортосунда өз ара жакшы байланыш билдирди18,19,20], Акыркы изилдөө ташкил пайдалануунун ортосундагы мамилесин билдирди жана оордугуна, депрессия, тынчсыздануу, ал эми [13]. Ошондуктан, IA, SA, жана психикалык көйгөйлөрү ортосундагы өз ара так аныкталса керек. Мындан тышкары, аралашуусу менен IA жана SA [ортосундагы айырмачылыктарды да берилет16], Андан кийин пайда болот деген суроо адаштырышты калкынын жана экономикалык себептерден улам өзгөртүп кийин IA жана SA канчалык депрессия жана көлөмү көбөйгөн менен тыгыз байланышта болуп саналат?
Ал акыл-эс, ден соолук маселелери боюнча себептери же Интернеттен кыналган, ашыкча көз каранды кесепеттери келип келбегендиги түшүнүксүз бойдон калат. Кесилишинин изилдөөлөр психикалык ден соолугу ортосунда бир нече регрессия мамилелерди иликтөө анализ колдонушууда, IA жана адамдардын SA [21]. Бирок, ролдоо жок байкоо изилдөөлөр боюнча, бир нече регрессиялык анализ мындай тандоо жылышууга тышкары көптөгөн covariates, бар баалоодон мүмкүнчүлүгү жана жакыр стандарттык ката катары чектөөлөр бар [22]. Алсак, мисалы, депрессия жана тынчы катары, белгилүү бир жыйынтыгы боюнча гана эксперттөө тарабынан көз карандылыктын таасири баа, IA жана SA менен байланышкан калкынын жана экономикалык себептерден балансташпагандыгына карабай болот. Мындан тышкары, эч кандай изилдөөлөр али түрдүү кесепеттерин депрессия жана тынчы боюнча IA жана SA Интернет жана ташкил пайдалануучулардын, анын ичинде айлана-чөйрөнү коргоо жана жагдайларда колдонуучулардын психологиялык өздүк мүнөздөмөлөрүнө ылайык изилдедик. Зээндүү эсеби дал келген (PSM) байкоо изилдөөлөрүндө тандоо тараптуулукту азайтуу үчүн элдик ыкма болуп калды [23,24]. Бул иште, биз маалыматтарды тандоо тараптуулукту азайтуу максатында, депрессия жана тынчы боюнча IA жана SA кесепеттерин иликтөө PSM талдоо колдонулат. Биз изилдөө IA жана SA бул тобун өзгөрүүлөрдүн пикир эске адаштырышты өзгөрмө аты катары жынысы, курагы, билим берүү, үй-бүлөлүк абалын жана кирешесин тандап [9,25].
Бул изилдөөнүн негизги максаты МА, SA жана маанай статусу ортосундагы өз ара карап, башкача айтканда, зээндүү эсеби дал талдоонун жардамы менен, депрессия жана кыжаалат болуп саналат. Экинчиден, депрессия жана таасирлери IA жана SA ортосундагы айырмаланган кантип табууга аракет кылышат.

 

 

2. Материалдар жана ыкмалар

 

 

2.1. Изилдөө Катышуучулар

маалымат Кореянын Сеул католик жогорку окуу жайынын мёёръ менен жүргүзүлгөн онлайн жашыруун өз алдынча диагноз 5003 Корея кишилер сурамжылоо жооп (19-49 жаштагы), турган; жана декабрь 2014 Санкт Мариямдын ооруканасы [26]. изилдөө Helsinki жөнүндө арыз менен ылайык ишке ашырылган. Кореянын Сеул католик University институттук карап тактайлар; жана Санкт-Мариямдын ооруканасы Ушул изилдөөнү бекитилген. Бардык катышуучулар изилдөө тууралуу маалымат жана кат жүзүндө маалымат макулдугу берилген. Сурамжылоонун катышуучулары изилдөө компаниясы жана өзүн-өзү отчет сурамжылоолорду комиссия тарабынан кабыл алынган кандайдыр бир акы төлөөсүз Интернет аркылуу ишке ашырылган. уюлдук колдонгон эмес гана 149 респонденттер, алынып салынды. Акыр-аягы, биз 4854 катышуучуларынын маалыматтарын талдоо. акыркы үлгүдөгү жылы жаштагы үч категорияга бөлүнөт алынган: 30 (33.19%) төмөн, 30-39 (43.94%), жана 40-49 (22.87%). 2573 эркек (53.01%) жана 2281 аялдар да бар (46.99%). деп катышуучулардын кошумча калкынын өзгөрмөлөр билим берүү, үй-бүлөлүк абалы, жана киреше болду.

 

 

2.2. иш-чаралар

 

 

2.2.1. Интернет наркология өлчөө

Интернет наркология (K-шкала) Корея система IA баа Корея иштелип чыккан жана ички ырааттуулук жогорку ишенимдүүлүгү менен Корея калктын тастыкталды жатат [27]. K-шкаласы боюнча Cronbach анын Alpha баасы 0.91 [болду28]. Бул күнүмдүк жашоо тынчтык, чыныгы сыноо тынчтык, автоматтык жаман ойлорду, жасалма инсандар аралык мамилелердин, бузуку жүрүм-турумду, алуу, жана сабырдуулукту өлчөө, жети subscales жана 40 ден бар. Бул Likert түрү масштабдагы 1 (ар дайым) үчүн 4 (баары эмес) чейин аныктала элек. Бул шкала боюнча мурдагы отчетуна ылайык, катышуучулар үч топко иргелет алынган: нормалдуу, коркунуч жана тобокели жогору [29]. жогорку тобокелдиктеги топту күнүмдүк жашоо бузулушу, автоматтык жаман ойлор, сабырдуулук себептер, же жалпы, жок дегенде 70-жылы, 70 же жогору турган стандартташтырылган упай бар деп аныкталган. мүмкүн болуучу тобокелдиктерди тобу күнүмдүк жашоо бузулушу 62 эсеби же андан жогору, автоматтык жаман ойлор, сабырдуулук себептер, же жалпы, жок эле дегенде, 63 катары аныкталган. жөнөкөй колдонуу топ бул сан төмөн, ал көптөгөн камтылган. Бул изилдөөдө, IA топтору мүмкүн болуучу тобокелдиктерди жана жогору тобокелдиктеги топторду түзгөн болчу.

 

 

2.2.2. Smartphone наркология өлчөө

Smartphone адат напсине Бештик система (K-SAS) SA үчүн экранга тастыкталды жана көп колдонулуп келет [30]. Бул 15 (ар дайым) үчүн 1 (баары эмес) чейин кырсык болгон төрт-пункту Likert түрү шкала боюнча баа 4 пункттан турат. суроолор түзгөн үч нерсе каралат: күнүмдүк жашоо-чуу, автоматтык жаман ойлор, толеранттуулук. K-SAS үчүн Cronbach анын Alpha баасы 0.880 [болду5].
шкаланы колдонуп мурдагы отчеттун негизинде, биз көптөгөн катышуучулар үч топко классификациялоо үчүн колдонулат: Жөнөкөй, коркунуч жана жогорку тобокелдик [30]. жогорку тобокелдиктеги топту автоматтык жаман ойлор жана сабырдуулукту да жалпы 44 бир упай же бар, же 15 боюнча subscores же аны менен бирге күнүмдүк жашоодо бузулушу 13 бир subscore же андан көп ээ болгон, ошондой эле аныкталган. мүмкүн болуучу тобокелдиктерди тобу күнүмдүк жашоо-чуу себеп менен 41 же жалпы баллдарда дагы, же 15 же андан көп бар деп аныкталган. жөнөкөй колдонуу топ бул сан төмөн, ал көптөгөн камтылган [30]. Бул изилдөөдө, ташкил-каранды тобу Коркунучтуулугу жогору жана мүмкүн болуучу тобокелдик тобунун чейин жасалган.

 

 

2.2.3. Психикалык ден соолук маселелери өлчөө: депрессия жана кыжаалат

SCL-90-R 9 психологиялык-психиатрдык белгилеринин бир катар аткаруу үчүн иштелип чыккан көп кырдуу суроо болуп саналат subscales: Somatization, жадатма милдеттүү, инсандар аралык, сезгичтикти депрессия, тынчсыздануу, душмандык, Phobic тынчсызданууга, паранойялык-пикирдин жана psychoticism [31]. SCL-90 90 (экстремалдык) үчүн 5 0 (эч) чейин кырсык болгон 4-баллдык шкала боюнча баа ден камтыйт. Корей тилинде SCL-90-б буйругу тест-ЭОКко ишенимдүүлүгү депрессия жана 0.76 тынчсыздануу үчүн 0.77 болчу. ички ырааттуулугу депрессияга үчүн 0.89 жана 0.86 тынчсыздануу үчүн [31]. Депрессия жана тынчсыздануу МА менен абдан катуу байланышкан психиатриялык белгилери болуп кабарланды жана SA [12,13]. Бул изилдөөнүн экранында үчүн кызыкчылык туудурган белгилүү бир өлчөмдөрү SCL-90-R депрессия жана кыжаалат үчүн subscales киргизилген.

 

 

2.3. Data Analysis

 

 

2.3.1. Статистикалык аныктамасы

жол Zi

 

ен субъект үчүн бинардык көз көрсөткүч болуп саналат; ушул, Zi=1 ен аты (IA же SA) көз каранды болсо да, Zi=0 башкача. психикалык оорусунан (депрессия же тынчсыздануу) болочок жыйынтыгы катары аныкталат Yi(Zi. мүмкүн болгон натыйжаларын бир гана ар бир предмет боюнча, ошол эле учурда байкалган Белгилей кетсек, ал түздөн-түз эсептөө Yi(1)-Yi мүмкүн эмес. Тескерисинче, айрым таасирин, кызыкчылыктардын негизги параметр көз каранды калк боюнча күтүлгөн көз таасир

τ=E(Yi(1)-Yi(0)|
 
Бирок, баа берүү τ

маселени дагы эле себеби бар E(Yi(0)|Zi түздөн-түз эсептөө мүмкүн эмес. Албетте, көр эксперименттерде, E(Yi(0)|Zi ыраазы болот, ошондуктан, τ жонокой бааланышы мүмкүн. Бирок, бир байкоо изилдөөдө, анын баамында, баалоо τ жан болот, анткени E(Yi(0)|Zi. Бул тандоо жактуулукту жөндөө үчүн, биз covariates сактоого жардам берет деп ойлойбуз Xi ар кандай көз карандылык менен таасир эмес, бир covariates үчүн Xi, мүмкүн болуучу натыйжалар Yi(1), Yi көз көрсөткүчтүн шарттуу түрдө көз карандысыз болот Zi. Мындан тышкары, мүмкүн болуучу натыйжалар covariates шарттуу көз карандысыз болсо, Xi, Алар да зээндүү эсеби боюнча шарттуу көз карандысыз болот P(Xi)= P(Zi=1|Xi[19]. үчүн ПСМ Алгоритмдин τ болуп

τPSM=EP(X)|Z=1

 

 

 

 

 

2.3.2. Зээндүү Баалыгы баа

Зээндүү балл болгон көз карандылык пайда болот деп логистикалык регрессия, үлгү ыктымалдыгы алдын үчүн колдонуу менен эсептелет 

журналыP(Zi=1|Xi)

 

 

 
Бул иште үчүн covariates катары Xi

 

 

Биз беш категориялык covariates карап: секс (1 = эркек 2 = аял), жаш курагы (1 = 20-29, 2 = 30-39 жана 3 = 40-49), билим берүү (1 = орто мектеп, 2 = жогорку мектеп жана 3 = университет же жогору), үй-бүлөлүк абалы (1 = жалгыз, 2 = чогуу жашаганда, 3 = бүлөлүү, 4 = ажырашып, 5 = айрылган), жана киреше (1 = аз, 2 = орто-төмөн, 3 = орто, 4 = орто бийик, жана 5 = жогору). -жылы Рубрика 1Бул covariates учурда жыйынтыгын (депрессия же тынчсыздануу) жана адаттарымды таасир этиши мүмкүн. Ошентип, ар бир предмет боюнча, биз зээндүү көптөгөн бааланат; башкача айтканда, белгиленген covariates [берилген көз каранды болгон шарттуу ыктымалдыгы32].

 

 

2.3.3. Болжолдуу зээндүү Баалыгы негизделген ыкма боюнча келген

зээндүү упайлары бааланат кийин, дал келген эки топтун ортосундагы айырмачылыктарга көнүш кийин дарылоо таасирин баалоо үчүн пайдаланылышы мүмкүн [33]. дал максаты келген үлгүсүн бир иликтөөнүн бейтаптын бөлүштүрүү балансын байкалган башкаруу топторунун covariates туура өндүрүү болуп саналат. Бул жөнгө салуу ыкмасы бизге адаштырышты Өзгөрмөлөрдү көзөмөлдөөгө мүмкүнчүлүк берет. Бул макалада биз эки көп пайдаланыла дал ыкмаларын кабыл алынган, оптималдуу жана генетикалык келүүсүн [34].

 

 

2.3.4. Зээндүү Баалыгы келүүсү кийин психикалык ден соолук маселелери боюнча наркология салыштырмалуу тобокелчиликтер баалоо

байкоого covariates (жашы, жынысы, нике, киреше, жана билим берүү) аркылуу зээндүү эсеби дал келүүсү кийин, биз дагы салмактуу танышуусуна бар. Психикалык ден-соолук көйгөйү (депрессия же тынчсыздануу) моделдештирүү үчүн, биз дал үлгүдөгү Жалпыланган сызыктуу моделдер (GLMs) колдонулат. Психикалык ден-соолук көптөгөн оң жана терс ойдо болгондуктан, журналы шилтемеси бар гамма-бөлүштүрүү жабдылган. болсун Yi

 

ортончу кызыгуу жыйынтыгы (депрессия же тынчсыздануу бир упай) болушу μiБиз Gamma GLM базаны covariates менен пайдалана алат Xi:

 

журналыμi=γT
 
 
моделдөө аркылуу биз бааланган eγ

 

 

Ар бир covariate үчүн IA жана SA салыштырмалуу тобокелдиктерге (топтордун ортосунда күтүлгөн орточо айырмачылык сыяктуу).

 

 

3. Жыйынтыгы

4854 катышуучулары тышкары, 126 (2.60%) IA тобу жана 652 (13.43%) киргизилген SA тобуна киргизилген. стол 1 депрессия жана кыжаалат баалардын сүрөттөмө статистикалык көрсөтөт. IA жана SA топтордун депрессия жана орточо балл нормалдуу пайдалануу (NU) тобунун караганда көп болуп саналат.
Мазмуну 1. Депрессия жана кыжаалат баалардын статистикалык.
стол

 

 

3.1. Зээндүү Баалыгы Үлүштүк ыкмасы келген сапаты

Биз зээндүү эсеби аркылуу, бул изилдөөнүн анкетада covariates гана бир нече шарт да, биз, дал келген жол-жобосу ар бир covariate бөлүштүрүү балансына жетиштүү деп табылган стол 2 жана стол 3. Биз чектен таратуунун-жылы алыс баа Xi

 

 

 

. Ар бир covariate Анткени, биз бардык жагын кароо эсептелген; , башкача айтканда, көз каранды жана нормалдуу үлгүлөрдү тандап орточо айырмасы. зээндүү эсеби дал келүүсүн колдонуу алдында, атомдук четке эмес. Бирок, зээндүү эсеби дал келүүсү кийин, көз карандылык жана кадимки subsamples бардык covariates үчүн абдан окшош, маргиналдуу, бөлүштүрүү болчу.
Мазмуну 2. IA жана жөнөкөй колдонуу топтордун ортосундагы баштапкы мүнөздөмөлөрүнүн орточо пайыздык салыштыруу, баштапкы тандоодогу жана жөндөмдөрүнө генетикалык жана оптималдуу келүүсүн колдонуп, үлгүсүн дал баллдык.
стол
Мазмуну 3. SA жана нормалдуу топтордун ортосундагы баштапкы мүнөздөмөлөрүнүн орточо пайыздык салыштыруу, баштапкы тандоодогу жана жөндөмдөрүнө генетикалык жана оптималдуу келүүсүн колдонуп, үлгүсүн дал баллдык.
стол

 

 

3.2. Депрессия жана көйгөйлөр боюнча Интернет наркология таасири

зээндүү эсеби дал келүүсүн аркылуу алынган депрессия жана тынчы боюнча МА таасири менен билдирилди стол 4. Генетикалык дал келүү жолу менен 3846 үлгү тандалып алынган. IA депрессия (салыштырмалуу коркунуч 1.207, 95% ишеним аралыгы 1.128-1.292 жана p <0.001) жана тынчсыздануу (салыштырмалуу тобокелдик 1.264, 95% ишеним аралыгы 1.173-1.362 жана p <0.001) тобокелдиги менен байланыштуу болгон. Бардык ушул салыштырмалуу тобокелдик коэффициенттери чоң мааниге ээ, анткени ишеним аралыгы 1ди камтыбайт, оптималдуу дал келүү жолу менен 252 үлгү тандалып алынган. IA көбүрөөк депрессияга байланыштуу болгон (салыштырмалуу коркунуч 1.243, 95% ишеним аралыгы 1.145-1.348 жана p <0.001) жана тынчсыздануу (салыштырмалуу коркунуч 1.308, 95% ишеним аралыгы 1.192-1.435 жана p <0.001). Генетикалык дал келүү сыяктуу эле, экөөнүн салыштырмалуу тобокелдик катышы, депрессия жана тынчсыздануу, 1ге караганда кыйла жогору.
Мазмуну 4. жөндөмдөрүнө негизинде депрессия жана тынчы боюнча интернет күлсөк, көз карандылык, таасири келүүсүн упайлар.
стол

 

 

3.3. Депрессия жана көйгөйлөр боюнча Smartphone наркология таасири

зээндүү эсеби дал келүүсүн колдонуп депрессия жана тынчы боюнча SA таасири менен билдирилди стол 4. Генетикалык дал келтирүү аркылуу 4516 үлгү тандалып алынган. SA депрессия (салыштырмалуу коркунуч 1.337, 95% ишеним аралыгы 1.296-1.378 жана p <0.001) жана тынчсыздануу (салыштырмалуу коркунуч 1.402, 95% ишеним аралыгы 1.355-1.450 жана p <0.001) тобокелдигине байланыштуу болгон. Оптималдуу дал келтирүү аркылуу 1304 үлгү тандалып алынды. SA депрессия (салыштырмалуу коркунуч 1.386, 95% ишеним аралыгы 1.334-1.440 жана p <0.001) жана тынчсыздануу (салыштырмалуу тобокелдик 1.440, 95% ишеним аралыгы 1.380-1.503 жана p <0.001) тобокелдигине байланыштуу болгон. Бардык ушул салыштырмалуу тобокелдик катыштары олуттуу.

 

 

3.4. Депрессия жана көйгөйлөр боюнча Интернеттин таасири жана Smartphone наркология айырмачылыктар

депрессия жана тынчсыздануу үчүн салыштырмалуу тобокелдик катышы да, генетикалык жана оптималдуу дал келген, IA караганда SA үчүн 10% га жогору болгон. Бул SA МА караганда депрессия жана тынчсыздануу үчүн көбүрөөк коркунуч бар экенин билдирет. Бул ишеним аралыгы 1, ошондуктан биз SA а психикалык бузулуулар алып 34-44% мүмкүн деп эмне үчүн айта алабыз жок.

 

 

4. талкулоо

Биздин жыйынтыктар да зээндүү эсеби дал келүүсүн колдонуп confounders контролдоочу кийин IA жана SA да, депрессия жана олуттуу таасир этет деп саналат. Эпидемиологиялык изилдөөлөр МА депрессиянын жогору жайылып кеткен [35,36]. кесилишинин изилдөөлөр бир катар МА же SA адамдар кадимки пайдалануучуларга караганда депрессия жана жогорку өлчөмдө көрсөттү деп маалымдашты [13,37]. ушул изилдөөнүн, биздин жыйынтыктар, депрессия жана жиниккен иштеп IA жана SA ролун көрсөтөт. Учурдагы жыйынтыгы боюнча бир нече себеби болушу мүмкүн. Биринчиден, интернет жана кыналган, көз карандылыкты пайдалануу, мисалы, үй-бүлөлүк чыр-чатактарды, алыш-линия мамилелердин жоктугу жана кибермейкиндикте бекитүү үчүн ого бетер муктаж эле депрессия жана тынчы менен байланышкан арасындагы көйгөйлөрдү, көбөйтө аласыз. Экинчиден, Таштаганга зат кыянаттык оорулар менен салыштырууга, IA жана Самарияда психиатрдык үлгүлөрүнүн катары каралат [5]. Алар PC же мобилдик мүмкүнчүлүгү жок болгондо, IA же SA менен адамдар ойлоп тынчсызданбагыла болуп калышы мүмкүн, андан кийин интернет же уюлдук ушундай терс сезимдер качып колдонгусу келет [38]. Дагы бир түшүндүрмө айырмаланып, башка жаман заттарды, мисалы, түзмөктөргө спиртин жана никотиндин, интернет жана кыналган, үстүнөн-колдонуучулар, себеби эркин жана ийкемдүү жетүү күндөлүк турмушунда өз ашыкча пайдалануу жөнүндө аз түшүнүк болушу мүмкүн эле, [башкача айтканда,3], Алардын көйгөйлүү жүрүм-белги катары эмес, тескерисинче, кайнатчу эле алардын ашыкча пайдалануу дуушар алуу [39]. Дагы бир кызыктуу ачылыш SA МА караганда, депрессия жана тынчы боюнча күчтүү таасир тийгизген эмес. Бул IA жана SA психикалык саламаттык сактоо маселелери боюнча ар кандай таасир бар деп божомолдошот алып барат. Бул табылга үчүн бир нече түшүндүрмөлөр бар болушу мүмкүн. Биринчиден, медиа өзгөчөлүктөрүн, аны тез-тез кабарлоо ашыкча ташкил пайдалануу адат пайда аппарат мүнөзү, анткени зымсыз тармакка, анын жогорку жеткиликтүүлүгү жана 24 ч аркылуу иштеп тынчды карап [39]. Экинчиден, экологиялык себептерден эске алуу менен, бул ачылыш кыналган үчүн ЖК күндөлүк жашоо орто учурдагы радикалдуу өзгөрүүнү чагылдырбоого мүмкүн. Адамдар татаал ишке PC интернетке кошулуу үчүн пайдаланышат жана стресс эмгек өндүрүмдүүлүгү жана жогорку азайышына алып келүүчү, кыналган, башка күндөлүк милдеттерди аткарат мүмкүн [40]. Акыр-аягы, SA адамдар коомдук онлайн тармагы менен мамиле менен байланышта болуп туруу үчүн, уюлдук пайдалана алат [41], Куру коркуу менен байланыштуу жоготуу коркунучу алып, жогору турган ташкил пайдалануу башталган, ал эми [42].
Бул изилдөөнүн мындай маалыматтар лимиттеринин кесилишинин мүнөзүнө жана Интернет жана ташкил көз карандылык, депрессия, тынчсыздануу менен себептик унут чечмелөө эле бүткүл калктын жыйынтыктарын жалпылаштырып, бир нече чектөөлөрү бар. Зээндүү дал ошондой эле чектөөлөр жана талаптар бар. негизги чектөө деп зээндүү упайлары гана байкоого confounders менен башкара алат [43]. жан далбастап confounders мүмкүнчүлүгү жалпылоо үчүн таап изилдөө чектеген калышы мүмкүн. Мындан тышкары, бул изилдөөнүн бардык байкалган confounders улам категориялык өзгөрүлмөлүү катары чогултулган, PSM моделин куруу учурунда маалымат жоготуу болушу мүмкүн. Ошондуктан, биздин ачылыштар этияттык менен чечмелениши керек. Бирок, дал ишенимдүү жыйынтыктарды алуу үчүн, биз эки салыштыруу ыкмалары, генетикалык келүүсүн жана оптималдуу келүүсүн кароого алынган. Айрыкча, генетикалык келүүсүнүн генетикалык издөө алгоритмин колдонот, ошондуктан анын иши жөнүндө маалымат аз жоготуу менен жакшы дал чечим таба алабыз [44]. Акырында, депрессия жана кыжаалат симптому баалоо SCL-90-Р колдонуу менен өзүн-өзү отчет менен психологиялык белги чараларды өткөрүлдү. дагы так жана ырааттуу психикалык саламаттык көйгөйлөрүнө баа берүү. изилдөөчү тарабынан структуралык интервью андан ары изилдөө жүргүзүү керек.

 

 

5. Тыянактар

Бул макалада биз IA жана SA психикалык ден соолук маселелери боюнча, депрессия жана тынчсыздануу кандай таасир этерин изилдеген. Биздин билишибизче, мыкты үчүн, бул кесилишинин маалыматтардан көздөн ыкмасын туура келген ык коюу аркылуу IA, SA жана психопатология ортосундагы байланышты аныктоо, жана IA жана SA ортосундагы психопатология менен түрдүү таасирин иликтөө үчүн биринчи изилдөө болуп саналат. Жыйынтыктасак, биз ачылыштар IA жана SA да депрессия жана тобокелдигин жогорулатуу экенин айгинелеп турат. Мындан тышкары, SA МА салыштырганда депрессия жана тынчсыздануу менен мамиле көрсөтүштү.
С.А. Клиникага чейинки даражада багытталган алдын алуу жана башкаруу саясатын түзүү керектигин баса белгилеп, бул табылгалар ишарат, бир көйгөйлүү ташкил пайдалануу менен адамдар бири-бири менен тыгыз психикалык ден соолугу үчүн текшерүү керек деп турат. Андан ары болочок изилдөөлөр МА, SA, жана психикалык көйгөйлөрү ортосундагы мамилелердин да себеп багыттарын иликтөө жана IA жана С.А. басмырлоочу себептерин аныктоо керек.

 

 

Author Contributions

D.-JK жана DL боюна бүтүп, эксперименттер иштелип чыккан; HMJ маалыматтарды талдоо; Y.-JK макала жаздым. YL маалыматтарды чогултуу көзөмөлү астында. Бардык жазуучулар, сын, аны кайра кол жазма, өнүктүрүүгө кошкон салымы жана акыркы кол жазмасын бекитилген.

 

 

Acknowledgments

Бул иш Кореянын Улуттук кору (Грант № 2014M3C7A1062894, 2014M3C7A1062896) тарабынан грант тарабынан колдоого алынган.

 

 

Кызыктуу боло турган чыр-чатактар

Жазуучулар кызыкчылыктардын эч кандай чыр-жар.

 

 

шилтемелер

  1. Чой, S.-W .; Ким, D.-Ж .; Чой, J.-С .; Ahn, H .; Чой, E.-Ж .; Ыр, W.-И .; Ким, С .; Юн, тобокелдиктин H. салыштыруу ташкил көз каранды жана Интернетке башы менен байланышкан коргоо себептер. J. Behav. Addict. 2015, 4, 308-314. [Google окумуштуу] [CrossRef] [PubMed]
  2. Интернет ашыкча көз карандылыктан Survey 2016; Илим, МКТ жана келечекте пландаштыруу министрлиги: Сеул, Корея, 2017.
  3. Lee, Y.-К .; Чанг, C.-Т .; Lin, Y .; Чэн, Z.-H. ташкил пайдалануу караңгы тарабы: психологиялык кулк-, милдеттүү жүрүм-турум жана technostress. Comput. Hum. Behav. 2014, 31, 373-383. [Google окумуштуу] [CrossRef]
  4. Lee, KE; Ким, S.-H .; Ха, T.-И .; Yoo, Y.-М .; Han, J.-Ж .; Юнг, J.-H .; Янг, J.-Y. ташкил пайдалануу боюнча көз карандылыгы жана Кореядагы тынчсыздануу менен бирикме. Коомдук саламаттык сактоо Rep. 2016, 131, 411-419. [Google окумуштуу] [CrossRef] [PubMed]
  5. Ким, D .; Чунг, Y .; Lee, Ж .; Ким, М .; Lee, Y .; Кенг, E .; Keum К .; Нам, J. кишилер үчүн ташкил көз этимал масштабда өнүктүрүү: Өзүн-өзү отчет. Корея J. Couns. 2012, 13, 629-644. [Google окумуштуу]
  6. Кореянын М .; Lee, J.-И .; Won, W.-И .; Park, J.-W .; Мин, J.-А .; Hahn К .; Гу, X .; Чой, J.-H .; Ким, D.-J. бир ташкил көз масштабда (SAS) иштеп чыгуу жана текшерүү. PLoS ONE 2013, 8, e56936. [Google окумуштуу] [CrossRef] [PubMed]
  7. Адамс, DJ; Джонсон, MD; Karila Л .; Billieux, J. Интернет көз карандылык: Акыркы он жылда эпидемиологиялык изилдөөлөрдү системалуу кайра карап чыгуу. Прогр.бөт. Неман. Des. 2014, 20, 4026-4052. [Google окумуштуу] [CrossRef] [PubMed]
  8. Andreassen, CS; Billieux Ж .; Джонсон, MD; Адамс, DJ; Demetrovics, Z .; Mazzoni, E .; Pallesen, S. коомдук массалык маалымат каражаттарынын жана оюндарды жана психикалык бузулууларда симптомдору көз карандылыкты пайдалануу ортосундагы өз ара мамилелер: A ири кесилишинин изилдөө. Psychol. Addict. Behav. 2016, 30, 252. [Google окумуштуу] [CrossRef] [PubMed]
  9. Aljomaa, SS; Qudah, MFA; Albursan, IS; Bakhiet, SF; Abduljabbar, кээ бир өзгөрүүлөрдүн негизинде студенттердин арасында Smartphone көз AS. Comput. Hum. Behav. 2016, 61, 155-164. [Google окумуштуу] [CrossRef]
  10. Андерсон, EL; Steen, E .; Stavropoulos, V. интернет колдонуу жана көйгөйлүү Интернет Use: жаштык жана Пайда болгон эр-жылы узунунан изилдөө багыттарын системалуу кайра карап чыгуу. Int. J. Adolesc. жаштар 2017, 22, 430-454. [Google окумуштуу] [CrossRef]
  11. Haug С .; Castro, RP; Кореянын М .; Толтургуч А .; Kowatsch Т .; Schaub, депутат Smartphone пайдалануу жана Тунис боюнча жаштар арасында ташкил көз карандылык. J. Behav. Addict. 2015, 4, 299-307. [Google окумуштуу] [CrossRef] [PubMed]
  12. Ko, C.-H .; Йен, J.-И .; Йен, C.-F .; Chen, C.-С .; Chen, C.-C. Интернетке башы жана психикалык бузулуунун ортосундагы байланыш: адабияттарды талдоо. Eur. Психиатрия 2012, 27, 1-8. [Google окумуштуу] [CrossRef] [PubMed]
  13. Демиржи, К .; Akgönül М .; Akpinar, A. студенттер менен уктап сапатын, депрессия, тынчсыздануу менен ташкил пайдалануу бекем сакташы үчүн өз ара байланышы. J. Behav. Addict. 2015, 4, 85-92. [Google окумуштуу] [CrossRef] [PubMed]
  14. Маркасы М .; Жаштар, KS; Laier К .; Wölfling К .; Potenza, MN белгилүү интернет-пайдалануу оорулардын өнүктүрүүгө жана сактоого байланыштуу психологиялык жана neurobiological каралып киргизүү: An киши-таасир-Cognition-аткаруу өз ара мамилелери (I-ЕКПА) модели. Neurosci. Biobehav. Аян 2016, 71, 252-266. [Google окумуштуу] [CrossRef] [PubMed]
  15. Ким, Y.-Ж .; Ким, D.-Ж .; Чой, J. Интернетке башы жана анын neurobiological оригиналдары Күзөт билүү dysregulation. Front. Biosci (Elite м.) 2017, 9, 307-320. [Google окумуштуу]
  16. Lachmann Б .; Duke, É .; Sariyska Р .; Карлсон, C. Smartphone жана / же Интернетке көз каранды эле? Psychol. Pop. Медиа Cult. 2017. [Google окумуштуу] [CrossRef]
  17. Lachmann Б .; Sindermann К .; Sariyska, Бетселел менен; Луо Р .; Melchers, MC; Беккер Б .; Cooper, AJ; Карлсон, C. Интернет жана Smartphone колдонуу Билет боорукердик ролу жана Турмушка канааттангандык. Front. Psychol. 2018, 9, 398. [Google окумуштуу] [CrossRef] [PubMed]
  18. Banjanin Н .; Banjanin Н .; Dimitrijevic, мен .; Пантич, I. интернет пайдалануу жана депрессия ортосундагы өз ара мамилелер: психологиялык маанай ёзгёръълёр, коомдук тармактар ​​жана онлайн жаман жүрүм-буруу. Comput. Hum. Behav. 2015, 43, 308-312. [Google окумуштуу] [CrossRef]
  19. Акун, А .; Искендер, M. Интернет көз карандылык жана депрессия, тынчсыздануу, стресс. Int. Online J. Educ. Sci. 2011, 3, 138-148. [Google окумуштуу]
  20. Ostovar С .; Allahyar Н .; Aminpoor, H .; Moafian, F .; Ошондой эле, -картридж; Griffiths, MD Интернет көз карандылык жана анын психологиялык тобокелдиктер (депрессия, тынчсыздануу, капалануу жана жалгыздык) Ирандын өспүрүмдөр жана жаштар арасында: а кесилишинин изилдөө структуралык анализ модели. Int. J. иналы. Ден соолук Addict. 2016, 14, 257-267. [Google окумуштуу] [CrossRef]
  21. Чунг, LM; Wong, WS Гонконг Кытайдын өспүрүмдөр депрессияга боюнча уйкусуздук жана интернет көз карандылыктын таасири: An чалгындоо кесилишинин талдоо. J. Уйку Рез. 2011, 20, 311-317. [Google окумуштуу] [CrossRef] [PubMed]
  22. Cepeda, MS; Boston, Р .; Farrar, JT; Стром, BL зээндүү эсеби каршы логистикалык регрессия салыштыруу окуялардын саны аз болуп, бир нече confounders бар. Am. J. Epidemiol. 2003, 158, 280-287. [Google окумуштуу] [CrossRef] [PubMed]
  23. Остин, PC А 1996 жана 2003 ортосунда медициналык адабиятта зээндүү баллдык дал критикалык баа. Stat. Med. 2008, 27, 2037-2049. [Google окумуштуу] [CrossRef] [PubMed]
  24. Остин, PC; Grootendorst П .; Андерсон, GM тазаланган жана тазаланбаган субъекттеринин ортосундагы өлчөнгөн Өзгөрмөлөрдү балансына ар кандай зээндүү көздөн моделдердин жөндөмү салыштыруу: A Монте-Карло изилдөө. Stat. Med. 2007, 26, 734-753. [Google окумуштуу] [CrossRef] [PubMed]
  25. Müller, KW; Glaesmer, H .; Brähler, E .; Woelfling К .; Beutel, ME жалпы калктын интернет көз карандылыктын жайылтылышы: немис калкы негизделген сурамжылоонун жыйынтыгы. Behav. Inf. Technol. 2014, 33, 757-766. [Google окумуштуу] [CrossRef]
  26. Rho, MJ; Lee, H .; Lee, T.-H .; Cho, H .; Юнг Д .; Ким, D.-Ж .; Чой,-жылдын IV Интернет к Билет үчүн Risk Factors: психологиялык себептер жана Интернет-к мүнөздөлүшү. Int. J. чөйрөнү. Рез. коомдук саламаттыкты сактоо 2018, 15, 40. [Google окумуштуу] [CrossRef] [PubMed]
  27. Улуттук маалымат агенттиги. Бойго жеткен интернет адат напсине масштабдуу изилдөө жүргүзүү; Улуттук маалымат агенттиги: Seoul, Корея, 2005. [Google окумуштуу]
  28. Ким, D. The Internet адат напсине масштаб изилдөөсү көзөмөлдөө; Корея Digital Мүмкүнчүлүккө жана колдоо боюнча агенттиги: Сеул, Корея, 2008; Интернетте жеткиликтүү: http://www.nia.or.kr/site/nia_kor/ex/bbs/View.do?cbIdx=39485&bcIdx=277&parentSeq=277 (8 май 2008 алынды).
  29. Ким, D.-I .; Чунг, Y.-Ж .; Lee, E.-А .; Ким, D.-М .; Cho, Y.-M. Интернет көз этимал масштабы-кыска түрү өнүктүрүү (KS шкала). Корея J. Couns. 2008, 9, 1703-1722. [Google окумуштуу]
  30. Улуттук маалымат агенттиги. Жаштар жана улуулардын Корея Smartphone адат Proness өлчөмүн иштеп чыгуу; Улуттук маалымат агенттиги: Seoul, Корея, 2011; бб. 85-86. [Google окумуштуу]
  31. Ким, KI .; Ким, JW. standardizaion Корея белгиси тизмеси-90-б буйругу изилдөө III. Багыт. Ден соолук Рез. 1984, 2, 278-311. [Google окумуштуу]
  32. Хекман Ж .; Smith, J. коомдук тажрыйба үчүн ишти баалоо. J. ECON. Perspect. 1995, 9, 85-110. [Google окумуштуу] [CrossRef]
  33. Caliendo М .; Kopeinig, S. зээндүү эсеби дал ишке ашыруу үчүн кээ бир практикалык жетекчилик. J. ECON. Сырные. 2008, 22, 31-72. [Google окумуштуу] [CrossRef]
  34. Сехон, JS; Diamond, A. анализ Causal Effects генетикалык Matching, жарыяланбаган колжазма. Саясий методологиясы, Таллахасси жылдык чогулушта катышып жаткан,, США, July 2005. [Google окумуштуу]
  35. Ghassemzadeh Л .; Shahraray М .; Моради, A. Интернет көз карандылыктын жайылтылышы жана интернет көз карандылар жана Ирандын жогорку окуу эмес көз каранды салыштыруу. Cyberpsychol. Behav. 2008, 11, 731-733. [Google окумуштуу] [CrossRef] [PubMed]
  36. Йен, J.-И .; Ko, C.-H .; Йен, C.-F .; Инчуан, H.-И .; Янг, M.-J. Интернет көз карандылыкты comorbid психиатриялык белгилери: Кимге тартыштыгы жана HYPERACTIVITY DISORDER (ADHD), депрессия, коомдук ерсе, жана жоолашуу. J. Adolesc. ден соолук 2007, 41, 93-98. [Google окумуштуу] [CrossRef] [PubMed]
  37. Tonioni, F .; Mazza, М .; Autullo, G .; Cappelluti Р .; Catalano, V .; Marano, G .; Fiumana, V .; Moschetti К .; Alimonti, F .; Luciani, M. Интернет көз карандылык бир психиатрдык абалы патологиялык кумар айырмаланып турабы? J. Addict. Behav. 2014, 39, 1052-1056. [Google окумуштуу] [CrossRef] [PubMed]
  38. Адамс, DJ; Джонсон, MD коомдук онлайн тармактар ​​жана көз карандылык-психологиялык адабияттарды карап чыгуу. Int. J. чөйрөнү. Рез. коомдук саламаттыкты сактоо 2011, 8, 3528-3552. [Google окумуштуу] [CrossRef] [PubMed]
  39. Oulasvirta А .; Rattenbury Т .; Ма, Л .; Райта, E. адаттар ташкил колдонуу жайылып турат. Pers. Таза Comput. 2012, 16, 105-114. [Google окумуштуу] [CrossRef]
  40. Duke, É .; Карлсон, C. Smartphone көз карандылык, күн сайын үзгүлтүксүз жана өзүн-өзү билдирди өндүрүмдүүлүгү. Addict. Behav. Rep. 2017, 6, 90-95. [Google окумуштуу] [CrossRef] [PubMed]
  41. Адамс, DJ; Griffiths, MD коомдук жайларды жана көз карандылыктын тармакта: Он сабактар. Int. J. чөйрөнү. Рез. коомдук саламаттыкты сактоо 2017, 14, 311. [Google окумуштуу] [CrossRef] [PubMed]
  42. Oberst, U .; Wegmann, E .; Stodt Б .; Маркасы М .; Chamarro, A. өспүрүмдөрдүн оор коомдук тармактагы терс кесепеттери: калып коркуп ортомчулук ролу. J. Adolesc. 2017, 55, 51-60. [Google окумуштуу] [CrossRef] [PubMed]
  43. Joffe, MM; Розенбаум, PR чакырылгандар Комментарийди: зээндүү упайлары. Am. J. Epidemiol. 1999, 150, 327-333. [Google окумуштуу] [CrossRef] [PubMed]
  44. Diamond А .; Sekon, J. себеп кесепеттерин аныктоо үчүн генетикалык дал: байкоо изилдөөлөрүндө салмактуулукка жетишүү боюнча жаңы ыкмасы. Аян ECON. Stat. 2013, 95, 932-945. [Google окумуштуу] [CrossRef]