BMC psikiatri. 2016; 16: 132.
Diterbitkan dalam talian 2016 Mei 10. doi: 10.1186/s12888-016-0836-3
PMCID: PMC4862221
Abstrak
Latar Belakang
Skala Ketagihan Permainan item 7 (GAS) digunakan untuk skrin untuk kegunaan permainan ketagihan. Kedua-dua pengesahan cross-linguistic dan pengesahan dalam bahasa Perancis dan Jerman diperlukan dalam sampel dewasa. Objektif kajian ini adalah untuk menilai struktur faktorial Perancis dan Jerman GAS di kalangan orang dewasa.
Kaedah
Dua contoh lelaki dari Perancis (N = 3318) dan Jerman (N = 2665) kawasan bahasa di Switzerland dinilai dengan GAS, Major Depression Inventory (MDI), Brief Sensation Sealeing Scale, dan Zuckerman-Kuhlman Personality Questionnaire (ZKPQ-50-cc). Mereka juga dinilai untuk penggunaan ganja dan alkohol.
Hasil
Konsistensi dalaman skala itu memuaskan (Cronbach α = 0.85). Penyelesaian satu faktor didapati dalam kedua-dua sampel. Persatuan kecil dan positif didapati antara skor GAS dan MDI, serta subskala Neurotikisme-Kegelisahan dan Pelanggaran-kekerasan dari ZKPQ-50-cc. Persatuan negatif kecil ditemui dengan subkelas Zoci-50-cc Sociability.
Kesimpulan
GAS, dalam versi Perancis dan Jerman, adalah sesuai untuk penilaian ketagihan permainan di kalangan orang dewasa.
Bahan tambahan elektronik
Versi dalam talian artikel ini (doi: 10.1186 / s12888-016-0836-3) mengandungi bahan tambahan, yang tersedia untuk pengguna yang dibenarkan.
Latar Belakang
Perkembangan Internet datang dengan banyak faedah, termasuk penggunaannya untuk tujuan komersial, sosial, psikologi, akademik, dan perubatan [1-9]. Kebimbangan serius telah dinaikkan, bagaimanapun, berkaitan dengan mungkin Internet dan Internet Permainan ketagihan [10-15]. Khususnya, permainan dalam talian telah mendapat perhatian untuk kemungkinan link mereka kepada pola penggunaan ketagihan dalam subset pengguna [16-18]. Sejumlah kajian telah melaporkan persatuan penting antara Internet atau ketagihan permainan dan pembinaan atau gangguan psikiatrik [19], seperti kemurungan [20-22], gangguan kecemasan [22, 23], gangguan defisit perhatian [21, 24], kesunyian [25-27], introversion, neuroticism, impulsivity [17, 18, 26, 28-31], dan gangguan penyalahgunaan bahan [32]. Penggunaan Internet yang berlebihan telah dikaitkan dengan masalah keluarga dan sosial [33, 34].
Gangguan permainan Internet "(IGD) [35] diperkenalkan di bahagian 3 DSM-5 sebagai syarat yang memerlukan lebih banyak penyelidikan dan pengalaman klinikal sebelum ia mungkin dipertimbangkan untuk dimasukkan sebagai gangguan formal. DSM-5 mencadangkan bahawa IGD boleh merujuk kepada penggunaan permainan Internet berterusan dan berulang yang berkaitan dengan kesusahan atau kerosakan dalam tempoh 12 minimum bulan.
Lazimnya dilaporkan bahawa gejala Gaming Permainan Internet termasuk keasyikan berterusan dengan Permainan Internet, sukar untuk mengawal atau mengurangkan masa yang dihabiskan untuk permainan, akibat negatif kehilangan kawalan (menipu orang lain, konflik, pengasingan sosial dan keletihan, kehilangan hubungan atau peluang ), kehilangan minat dalam aktiviti lain, penggunaan permainan Internet untuk melarikan diri atau melepaskan suasana hati, penarikan dan toleransi yang tidak disengajakan [36-38].
Sejak kemunculan konsep ketagihan Internet [39] dan Gangguan Permainan Internet, beberapa langkah psikometrik telah dibangunkan [37, 39-43]. Skala Ketagihan Permainan item 7 (GAS) adalah salah satu ukuran pendek sedemikian. Skala ini dikembangkan khusus oleh Lemmens et al. untuk menilai permainan di kalangan remaja [44] dan secara konsepnya berdasarkan kriteria perjudian patologi dalam edisi keempat DSM (DSM-IV). Setiap item di GAS didahului oleh pernyataan "Selama enam bulan terakhir, berapa kerap ..." dan dicetak pada skala Likert-5 point (1 = tidak pernah, 2 = jarang, 3 = kadangkala, 4 = sering, dan 5 = sangat kerap). Lemmens et al. [44] mencadangkan dua format untuk penilaian kehadiran kecanduan permainan: format monotetik (semua item yang mencetak di atas 3) dan format politik (sekurang-kurangnya separuh daripada item yang mencetak 3 atau di atas). Dia membuat hipotesis bahawa format monotetik akan membawa kepada anggaran yang lebih baik mengenai kelaziman ketagihan daripada format politik [44].
Hubungan korelasi yang baik didapati antara skor GAS dan masa mingguan yang dibelanjakan untuk permainan. Skor ini juga dikaitkan dengan beberapa pembinaan yang sebelumnya dikaitkan dengan ketagihan permainan seperti kepuasan hidup yang lebih rendah, kecekapan sosial yang lebih rendah, kesepian yang lebih tinggi, dan pencerobohan yang lebih tinggi [44]. Skor GAS yang lebih tinggi dikaitkan dengan kecenderungan perhatian dan lebih banyak kesilapan dalam penghamburan tindak balas yang berkaitan dengan isyarat permainan [45]. Penemuan ini selaras dengan pelbagai kajian yang menghubungkan impulsivity dan reaktiviti kiu tertentu dengan tingkah laku ketagihan lain [46-48], Ketagihan internet [17, 29] atau gangguan berkaitan perjudian [49]. Analisis Factorial menunjukkan bahawa GAS adalah unidimensional [44, 50]. Berbanding dengan skala lain, GAS mempunyai liputan yang lebih baik terhadap kriteria IGD dalam DSM-5 [35] (lihat juga Jadual 1).
Anehnya, ciri-ciri psikometrik skala tidak dilaporkan di kalangan orang dewasa walaupun terdapat penyebaran permainan yang luas dalam populasi itu [16], terutamanya di kalangan lelaki muda [25].
Matlamat utama kajian ini adalah untuk menyiasat sifat psikometrik GAS item 7 pada lelaki dewasa muda. Matlamat sekunder kajian ini adalah untuk melakukan pengesahan silang dua sampel dari kawasan linguistik yang berbeza di Switzerland-Perancis- dan berbahasa Jerman-dan untuk menilai invarian atau sifat kesetaraan GAS di kedua-dua kumpulan linguistik ini.
Kaedah
Peserta dan prosedur
Data yang digunakan dalam kajian ini berasal dari kajian membujur yang direka untuk menilai penggunaan bahan dan permainan di kalangan lelaki muda Swiss: Kajian Kogota mengenai Faktor Risiko Penggunaan Bahan (C-SURF).
Kajian di tangan, yang dikeluarkan dari protokol penyelidikan C-SURF nombor 15 / 07, telah diluluskan oleh Jawatankuasa Etika Sekolah Perubatan Universiti Lausanne untuk Penyelidikan Klinikal.
Semua peserta memberikan persetujuan bertulis secara bertulis untuk mengambil bahagian dalam kajian ini.
Peserta direkrut antara Ogos 2010 dan November 2011 di tiga daripada enam pusat pengambilan tentera kebangsaan. Salah satu pusatnya terletak di Lausanne (kawasan berbahasa Perancis) dan dua lagi di Windisch and Mels (kawasan berbahasa Jerman). Pusat pengambilan meliputi semua kanton berbahasa Perancis Switzerland dan 21 dari 26 kanton di Switzerland. Pendaftaran tentera wajib dilakukan di Switzerland, dan hampir semua pemuda dari kanton sepadan yang berumur sekitar 20 tahun layak untuk menyertai kajian C-SURF.
Dalam tempoh pengambilan pekerja kajian, 15,074 lelaki melapor ke pusat pengambilan pekerja. Dari peserta berpotensi ini, 1,829 (12.1%) tidak pernah diberitahu mengenai C-SURF (penyakit singkat pada waktu temu janji, tidak diberitahu mengenai kajian oleh kakitangan tentera), atau dipilih secara rawak ke dalam kajian lain yang sedang berlangsung, yang disebut CH-X [51]. CH-X adalah tinjauan keratan rentas berulang, yang mempunyai jadual tetap dan wajib 90 minit dalam prosedur pengambilan. Oleh itu, biasanya penyertaan dalam CH-X tidak mengganggu prosedur pendaftaran kami, yang berlaku sebelum permulaan prosedur tentera. Walau bagaimanapun, dalam beberapa kes peserta sudah pergi untuk mengisi borang soal selidik CH-X sebelum kami dapat memberitahu mereka mengenai kajian kami. Oleh kerana kami telah berjanji untuk tidak mengganggu prosedur tentera, kami tidak dapat menghubungi beberapa daripadanya. Sepengetahuan kami, kami tidak dapat melihat adanya bias sistematik yang mungkin disebabkan oleh beberapa orang yang tidak dihubungi ini disebabkan oleh keperluan CH-X. Orang-orang ini tidak melapor kepada staf penyelidikan dan tidak dapat disertakan. Dari 13,245 (87.9%) lelaki yang diberitahu mengenai kajian ini, 7,563 (57.1%) memberikan persetujuan bertulis mereka untuk mengambil bahagian. Malangnya, kami tidak mempunyai maklumat mengenai motif untuk tidak bersetuju. Salah satu sebabnya ialah menandatangani kontrak untuk kajian jangka panjang (C-SURF dirancang untuk jangka masa 10 tahun) boleh menghalang sebilangan individu. Perbandingan persetujuan dan bukan persetujuan [52] mendedahkan bahawa bukan penyetujui lebih kerap pengguna bahan daripada pemberi persetujuan, tetapi perbezaannya sering tidak signifikan dan kadang-kadang berlawanan arah (contohnya, penyetujui lebih kerap pengguna alkohol daripada bukan penyetujui) Pusat pengambilan digunakan hanya untuk mendaftarkan peserta; soal selidik dihantar ke alamat peribadi dan kerahsiaan terjamin, terutama mengenai tentera. Sebanyak 5,990 (79.2%) peserta menyelesaikan soal selidik asas. Dari jumlah ini, 3,320 berbahasa Perancis dan 2,670 berbahasa Jerman.
Instrumen
Skor ketagihan permainan (GAS)
Skala bahasa Inggeris diterjemahkan dan diterjemahkan kembali ke bahasa Perancis dan Jerman. Kenyataan pengantar untuk item skala dengan jelas mengarahkan para peserta untuk menjawab berhubung penggunaan permainan mereka: "Sekarang kami berminat untuk mengetahui berapa banyak masa yang telah anda habiskan untuk permainan. Ini termasuk cybergames di internet atau permainan pada konsol "(Fail tambahan 1).
Selaras dengan hipotesis Lemmens et al. [44], mereka yang mencatat "kadangkala" atau lebih banyak pada semua tujuh item ditakrifkan sebagai pemain monotetik ("permainan patologis"), dan mereka yang "kadang-kadang" menjaringkan lebih kurang separuh item (empat hingga enam daripada tujuh item) didefinisikan sebagai pemain yang berperikemanusiaan (permainan berlebihan).
Kebolehpercayaan tinggi untuk skala ketagihan Permainan dengan alpha Cronbach dari .82 ke .87 dilaporkan dalam kajian pengesahan asal [44].
Inventori kemurungan utama (MDI)
MDI digunakan untuk menentukan tahap kemurungan dalam dua minggu yang lalu [53, 54]. Ia adalah soal selidik mood diri laporan. Skala enam mata dari "tidak pernah" (0) ke "sepanjang masa" (5) telah digunakan, dan jumlah skor dihitung. MDI juga boleh digunakan sebagai instrumen diagnostik dengan algoritma yang membawa kepada DSM-IV atau Klasifikasi Antarabangsa Gangguan Mental dan Kelakuan Tingkah Laku (ICD-10) tanpa kemurungan, kemurungan yang ringan dan sederhana, dan kemurungan yang teruk.
Kajian terdahulu mengenai Inventori Kemurungan Utama menunjukkan bahawa MDI mempunyai kebolehpercayaan yang baik dan konsistensi dalaman (pekali alfa Cronbach: hingga 0.94) serta sensitiviti, kekhususan dan kesahan yang baik sebagai skala keparahan kemurungan yang tidak disengajakan dengan skor pemotongan yang mencukupi [53, 55, 56].
Skala mencari sensasi ringkas (BSSS)
BSSS [57] adalah skala lapan perkara, setiap item menjaringkan pada skala lima mata daripada "sangat tidak setuju" (1) kepada "sangat setuju" (5). BSSS melibatkan dimensi berikut: pengembaraan, kebosanan, penipuan, dan pencarian pengalaman. Jumlah skor sebelum ini dikaitkan dengan risiko penggunaan dadah dalam sampel remaja [57].
Konsistensi dalaman yang mencukupi dari BSSS sebelum ini dilaporkan (pekali alfa Cronbach: 0.74) [57].
Soal selidik personaliti Zuckerman-Kuhlman (ZKPQ-50-cc)
ZKPQ-50-cc menilai aspek keperibadian yang berlainan [58]. Tiga subscales, masing-masing yang terdiri daripada item 10, digunakan untuk menilai neuroticism / kebimbangan, keramahtamahan, dan pencerobohan / permusuhan. Para peserta menunjukkan sama ada mereka bersetuju atau tidak bersetuju dengan setiap kenyataan. Markah min dikira untuk setiap subscale. Kajian-kajian lain telah menunjukkan sumbangan neuroticism / kegelisahan dan pencerobohan / permusuhan terhadap kecanduan Internet [59]. ZKPQ-50-cc menunjukkan ciri psikometrik dan salib budaya yang memuaskan, termasuk kebolehpercayaan yang mencukupi di seluruh subscale dan negara (pekali alfa Cronbach hingga 0.70) [58].
Soal soal selidik mengenai penggunaan bahan
Penggunaan alkohol dinilai dalam tempoh masa 12-bulan (Jadual 2). Sehubungan itu, kekerapan minum pesta (enam minuman standard atau lebih pada satu majlis) dan minum hari dalam seminggu (Isnin hingga Khamis) dikira. Usia permulaan mabuk (episod pertama mabuk) juga dinilai mengikut Projek Penyelidikan Sekolah Eropah mengenai Alkohol dan Dadah Lain [60]. Penggunaan ganja dinilai dengan bertanya tentang hal-hal berikut: usia onset penggunaan ganja, usia pertama "tinggi" pada ganja, dan penggunaan ganja dan kekerapan penggunaan selama 12 bulan terakhir.
Analisis statistik
Dalam kajian ini, kami menggunakan program perisian SPSS 18.0 dan AMOS 19.0 (Analisis Struktur Moment; SPSS Inc., Chicago, IL). Pertama, statistik deskriptif dikira untuk ciri-ciri peserta. Konsistensi dalaman, iaitu sejauh mana item GAS saling berkaitan, kemudian diukur dengan menggunakan pekali Cronbach. Streiner dan Norman [61] menunjukkan bahawa alpha berada di atas 0.70, tetapi tidak lebih tinggi daripada 0.90.
Seterusnya, analisis faktor penerokaan (EFAs) digunakan untuk menilai kestabilan faktor skala yang disahkan oleh Lemmens dan al [44]. Bilangan faktor diekstrak dengan ujian purata minimum separa (MAP) Velicer yang dilakukan pada matriks korelasi [62]. Nombor ini kemudiannya disahkan melalui analisis selari. Dalam analisis selari, tumpuan adalah pada bilangan komponen yang menyumbang lebih banyak variasi daripada komponen yang diperolehi daripada data rawak, sedangkan dalam ujian MAP, tumpuannya adalah pada jumlah relatif sistematik dan tidak sistematik yang tersisa dalam matriks korelasi selepas pengekstrakan daripada peningkatan jumlah komponen [63].
Walaupun EFA lebih sesuai untuk soal selidik yang baru direka, ia tidak jarang juga menggunakannya dalam proses pengesahan semula apabila data dikumpulkan dari sampel lain atau populasi lain. Penggunaan EFA di sini adalah untuk menilai kestabilan faktor-faktor di kedua-dua wilayah linguistik, kerana ini adalah prasyarat asas untuk penyiasatan lanjut tentang kesetaraan alat di kalangan subkumpulan yang berbeza.
Untuk penentuan invergarian multigroup, kami menggunakan prosedur yang diterangkan dalam pemodelan persamaan struktur (SEM) berikutan kerja-kerja Jörkkog [64]. Dalam ujian untuk kesetaraan kumpulan, lazimnya menggunakan model analisis faktor pengesahan (CFA), suatu kaedah di kalangan kelas umum SEM. Bergantung pada soalan penyelidikan, mencari kesetaraan kumpulan mungkin menyiratkan satu siri ujian yang dilakukan dalam susunan berikut: kesetaraan konfigurasi, kesetaraan pengukuran, dan kesetaraan struktur. Ujian invarian persekitaran memberi tumpuan pada sejauh mana bilangan faktor dan corak struktur mereka adalah serupa di antara kumpulan. Perlu diingat, bagaimanapun, adalah penentuan model asas yang sesuai diperlukan untuk setiap kumpulan secara berasingan, di mana model konfigurasi diperolehi. Di sisi lain, dalam menguji pengukuran dan struktur struktur, minat menumpukan lebih khusus pada sejauh mana parameter dalam pengukuran dan komponen struktur model bersamaan di seluruh kumpulan [65, 66]. Memandangkan soalan penyelidikan kami membincangkan kesetaraan pengukuran merentasi kumpulan, analisis statistik memberi tumpuan kepada pencerapan konfigurasi dan invariance beban beban di kedua-dua wilayah linguistik.
Penilaian model sesuai
Kebaikan fit model ini diperiksa melalui pelbagai indeks, seperti diterangkan di bawah [67].
- . χ2 kepada tahap kebebasan darjah (χ2/ df). Beberapa penyelidik telah mencadangkan penggunaan nisbah ini sebagai ukuran yang sesuai untuk mengatasi masalah yang berkaitan dengan χ2 statistik ujian. Masalah ini termasuk, antara lain, pelanggaran anggapan, kerumitan model, dan pergantungan pada saiz sampel. Nisbah serendah 2 nampaknya menunjukkan kebolehan yang munasabah.
- Indeks patut perbandingan (CFI). CFI berkisar dari 0 ke 1, dengan nilai yang lebih tinggi menunjukkan yang lebih baik. Peraturan praktikal adalah bahawa nilai-nilai yang lebih besar daripada 0.95 boleh ditafsirkan sebagai satu kesesuaian, sedangkan nilai-nilai antara 0.90 dan 0.95 menunjukkan tanda sesuai yang sesuai dengan model kebebasan.
- Ralat punca min bagi anggaran (RMSEA). Ini adalah ukuran kesesuaian populasi dan oleh itu berkaitan dengan perbezaan yang disebabkan oleh pendekatan. RMSEA dibatasi di bawah 0. Nilai RMSEA kurang dari atau sama dengan 0.05 boleh dianggap sebagai kesesuaian yang baik, antara 0.05 dan 0.08 kesesuaian yang dapat diterima, dan lebih besar dari 0.8 ukuran biasa, sedangkan nilai> 0.10 tidak dapat diterima.
Perubahan dalam kebaikan-of-fit statistik juga diperiksa untuk mengesan perbezaan dalam model yang berbeza. Perbezaan yang signifikan dalam χ2 nilai-nilai antara model bersarang bermakna semua kekangan kesamaan tidak berlaku di seluruh kumpulan.
Perwakilan grafik barangan GAS yang diukur pada skala ordinal menunjukkan bahawa andaian normal tidak dapat dipertahankan. Akibatnya, estimasi bebas pengedaran asymptotically bukan anggaran kemungkinan maksimum adalah strategi yang baik untuk menampung data yang tidak diedarkan dalam analisis SEM.
Terakhir, kesahihan serentak diselidiki dengan mengaitkan skor GAS total dengan skor MDI [53]; BSSS [57]; dan Neuroticism-Kecemasan, Sosiabiliti, dan Kekejaman-kekerasan subscales dari ZKPQ-50-cc [58]. Kami juga mengkaji kekuatan persatuan skala dengan langkah-langkah lain yang berkaitan dengan penggunaan alkohol dan ganja. Menurut peraturan ibu jari Cohen, sebarang korelasi yang lebih besar daripada 0.5 adalah besar, dari 0.5-0.3 adalah sederhana, dari 03-0.1 kecil, dan kurang daripada 0.1 adalah perkara remeh [68].
Nilai yang hilang
Nilai hilang GAS dikendalikan dengan kaedah imputasi dek panas, di mana setiap nilai yang hilang digantikan dengan respon yang diperhatikan dari unit yang sama berkenaan dengan ciri-ciri yang diperhatikan oleh kedua-dua kes [69]. Dalam kajian kami, BSSS telah dipilih sebagai "pembolehubah dek," kerana ia termasuk sedikit data tiada [70]. Kami menggunakan macro imputation deck panas untuk pengguna SPSS oleh T. van der Weegen, yang boleh dimuat turun dari laman web berikut: http://www.spsstools.net/SampleSyntax.htm.
Pertimbangan ukuran sampel
Saiz sampel memainkan peranan penting dalam menyediakan anggaran parameter yang tidak berat sebelah dan maklumat yang sesuai dengan model yang tepat. Mengikuti Bentler dan Chou [71], yang mencadangkan sekurang-kurangnya nisbah 5: 1 subjek kepada pembolehubah untuk pengedaran normal dan elips, nampaknya terdapat persetujuan umum di kalangan penyelidik untuk penerimaan nisbah ini. Walau bagaimanapun, bagi pembolehubah kategori atau tidak biasa, seperti yang dinyatakan di sini, sampel yang lebih besar diperlukan daripada pembolehubah yang berterusan atau biasa diedarkan. Nisbah sekurang-kurangnya subjek 10 bagi setiap pemboleh ubah untuk pengedaran jenis ini adalah disyorkan [72]. Sampel dalam kajian ini memenuhi keperluan ini.
Hasil
Dari 5,990 pemerhatian asal yang dicatatkan pada awalnya, data GAS hilang untuk 42 peserta (0.7%). Penggunaan imputasi dek panas berjaya menyusun data untuk 35 daripadanya, masih meninggalkan 7 kes yang tidak lengkap. Saiz sampel akhir 5,983 responden (3,318, berbahasa Perancis dan 2,665 berbahasa Jerman) kemudian dianalisis. Umur min peserta adalah 20.0 tahun (SD = 1.2). Dari sampel akhir ini, 10.6% responden Perancis dan 8.1% responden Jerman diklasifikasikan sebagai pengguna polythetic, sedangkan 2.3% responden dalam setiap kumpulan diklasifikasikan sebagai pengguna monotetik. Ciri-ciri setiap kawasan linguistik dilaporkan dalam Jadual 2.
Komuniti berbahasa Perancis
Konsistensi internal GAS adalah baik, seperti yang dicerminkan oleh pekali Cronbach dari 0.86. EFA oleh ujian MAP Velicer mencadangkan penyelesaian satu faktor. Penemuan ini berjaya disahkan oleh analisis selari. Model satu faktor ini kemudiannya dinilai dalam CFA dengan AMOS. Dipandu oleh indeks pengubahsuaian dan sisa piawaian yang luar biasa yang mencadangkan korelasi enam variasi kesilapan, kami menubuhkan model yang dipasangkan dengan baik yang sesuai dengan model kebebasan (χ2/ df = 2.6, CFI = 0.99, RMSEA = 0.02).
Komuniti berbahasa Jerman
Konsistensi dalaman skala itu memuaskan (Cronbach α = 0.85). Satu penyelesaian satu faktor juga terdapat dalam EFA oleh Velicer's MAP dan telah disahkan oleh analisis selari. Model jalan yang sama digunakan untuk menilai kumpulan berbahasa Perancis diterapkan kepada kumpulan berbahasa Jerman. Model ini dilakukan lebih buruk tetapi masih memberikan nilai kebaikan yang sesuaiχ2/ df = 5.9, CFI = 0.94, RMSEA = 0.04).
Analisis multigroup
Ujian untuk kesetaraan konfigurasi
Setelah menentukan model yang sesuai untuk setiap kumpulan secara berasingan, kami menguji kesesuaian konfigurasi di mana parameter yang sama dianggarkan semula dalam model multigroup. Dalam erti kata lain, parameter dianggarkan untuk kedua-dua kumpulan pada masa yang sama. Hasil yang berkaitan dengan model multigroup ini mendedahkan a χ2 nilai 91.53 dengan tahap kebebasan 17. Nilai CFI dan RMSEA adalah 0.97 dan 0.02, masing-masing, memberikan kelayakan yang boleh diterima. Nilai-nilai ini adalah nilai-nilai asas yang mana semua ujian berikutnya untuk invariance dibandingkan.
Ujian untuk kesetaraan pengukuran faktorial
Model dengan semua beban (faktor beban oleh kumpulan dipaparkan dalam Jadual 3) dikekang untuk menjadi sama di seluruh kumpulan dipasang. Statistik goodness-of-fit yang berkaitan dengan model dua kumpulan yang dikekang ini dibentangkan dalam Jadual 4 (kemasukan kedua). Dalam ujian untuk invariance model yang dikekang ini, kami membandingkannya χ2 nilai 114.59 dengan kebebasan 23 dengan itu untuk model yang tidak terkawal (χ2(17) = 91.53). Perbandingan ini menghasilkan a χ2 perbezaan (Δχ2) 23.06 dengan tahap kebebasan 6, yang secara statistiknya signifikan (p = 0.001). Oleh itu, kekangan persamaan untuk semua pemuatan faktor ditolak. Memandangkan penolakan invarian faktorial penuh, kami terus memeriksa faktor pemuatan yang berbeza. Oleh kerana parameter pemuatan faktor didapati tidak berubah di antara kumpulan, batasan persamaan yang ditentukan dikekalkan, secara kumulatif, sepanjang sisa proses ujian invari [73]. Mula-mula, beban faktor pengekangan item Toleransi untuk menjadi sama di seluruh kumpulan menghasilkan hasil yang tidak penting, menunjukkan bahawa ia sama. Untuk tujuan pengenalan, pemuatan untuk item Salience telah dikekang untuk mengambil nilai 1 dalam kedua-dua kumpulan. Seterusnya, memegang kekangan kesamaan ini dan menambah kekangan kesamaan untuk Pengubahsuaian Mood masih mengakibatkan tidak signifikan χ2 nilai-nilai. Ini berterusan sehingga kami mencapai Pengeluaran, di mana penting χ2 keputusan menunjukkan ketidaksamaan antara kedua-dua kumpulan. Ujian diulang untuk Konflik dan Masalah, yang sekali lagi tidak penting. Prosedur terperinci ditunjukkan dalam Jadual 4. Semua langkah yang diperhatikan kecuali Pengeluaran didapati beroperasi setara untuk kedua-dua wilayah linguistik.
Analisis korelasi dalam masyarakat berbahasa Perancis
Analisis korelasi digunakan untuk meneroka kesahihan serentak antara GAS dan pembinaan lain yang serupa. Seperti yang ditunjukkan dalam Jadual 5, persatuan GAS dengan skor keseluruhan MDI dan subkelas Kecemasan ZKPQ-50-cc adalah kecil (ρ = 0.27 dan ρ = 0.24) dan persatuan GAS dengan subskala ZKPQ-50-cc subscale kecil dan negatif (ρ = -0.20). Kaitan dengan langkah-langkah penilaian lain dianggap remeh.
Analisis korelasi dalam komuniti berbahasa Jerman
Seperti yang ditunjukkan dalam Jadual 6, persatuan GAS dengan MDI dan subkelas Kecemasan ZKPQ-50-cc kecil (ρ = 0.24 dan ρ = 0.23). Persatuan ini lebih kecil dengan subkelas Agresiviti ZKPQ-50-cc (ρ = 0.15) dan dengan subskala Sociability (ρ = - 0.10).
Perbincangan
Kajian ini adalah yang pertama untuk menilai, pengetahuan kita, ciri-ciri psikometrik daripada GAS 7 item di kalangan sampel wakil orang dewasa Perancis dan Jerman.
Temuan utama ialah model satu faktor GAS 7 item mempunyai sifat psikometrik yang baik dan sesuai dengan data baik dalam kedua-dua sampel. Hasilnya sesuai dengan beberapa penemuan terdahulu [44, 50] dan membenarkan lanjutan mereka kepada orang dewasa. [74, 75].
Selain itu, semua langkah yang diperhatikan kecuali Pengeluaran didapati beroperasi setara untuk kedua-dua wilayah linguistik. Ini menambah kesahihan salib linguistik skala. Kelemahan yang berkaitan dengan item Penarikan balik mungkin disebabkan oleh ketiadaan ketepatan konsep ini apabila digunakan untuk menggunakan permainan [36]. Ia juga boleh menunjukkan perbezaan rentetan kumpulan dalam konstruk asas. Hipotesis ini tidak memegang, bagaimanapun, kerana perbezaan ini tidak dapat dilihat dalam magnitud beban faktor, yang nilainya sama (0.65 vs. 0.71). Perbezaan antara terjemahan Perancis dan Jerman tentang item yang berkaitan ini mungkin menjelaskan perbezaan ini. Bagaimanapun, selepas membincangkan ini sekali lagi dengan individu dwibahasa, kita tidak dapat menemui perbezaan besar dalam pengertian kata-kata yang digunakan. Walaupun ini adalah perbezaan terbesar dalam faktor beban, ia tetap kecil berbanding dengan yang lain (0.06 dalam nilai mutlak). Justeru itu, satu-satunya penjelasan yang munasabah ialah kepentingan statistik bagi χ2 Statistik yang diperhatikan adalah semua kemungkinan yang disebabkan oleh saiz sampel yang besar dari hampir semua individu 6,000.
Selaras dengan banyak kajian mengenai penggunaan permainan dan Internet [19, 21, 76], persatuan ditemui antara gejala depresi dan skor GAS. Di samping itu, satu persatuan kecil didapati antara skor GAS dan kedua-dua dimensi Neurotikisme-Kecemasan dan subskala Kekerasan-Serangan daripada ZKPQ-50-cc. Persatuan ini selari dengan penemuan yang berkaitan dengan ketagihan penggunaan bahan [77, 78] dan selaras dengan kajian lain yang berkaitan dengan ketagihan Internet atau permainan [59, 79]. Selain itu, seperti dalam kajian lain [79], persatuan negatif ditemui dengan subskala Sociability. Ini seolah-olah konsisten dengan penemuan kajian lain yang menunjukkan hubungan antara kesepian dan kecekapan sosial yang rendah dengan ketagihan permainan [25, 80].
Kajian ini tidak menunjukkan hubungan antara skor GAS dan mencari sensasi. Temuan ini bercanggah dengan kajian lain [81]. Sesetengah penyelidik telah menunjukkan bahawa pencarian sensasi berkaitan dengan extraversion [58]. Walau bagaimanapun, permainan dan ketagihan internet nampaknya lebih berkaitan dengan introversi daripada extraversion [82], dan oleh itu adalah wajar bahawa pencarian sensasi tidak dikaitkan di sini dengan skor GAS. Begitu juga, bertentangan dengan penemuan beberapa kajian terdahulu [19, 26, 32, 83], kajian ini gagal menunjukkan persatuan dengan penggunaan alkohol atau ganja. Persatuan ini mungkin dimediasi oleh aktiviti dalam talian pilihan tertentu dan mungkin berbeza dari satu aktiviti ke yang lain [84].
Dengan keseluruhan 2.3% peserta diklasifikasikan sebagai pengguna monotetik dan tambahan 9.5% diklasifikasikan sebagai pengguna polythetical (pengguna berlebihan), kadar prevalensi dalam kajian ini setanding dengan yang terdapat dalam kajian GAS awal [44] dan dalam beberapa kajian Switzerland dan Eropah yang lain [85-89]. Sedikit rendah [90, 91] atau angka kelaziman yang lebih tinggi [12, 92], bagaimanapun, dilaporkan dalam kajian lain. Perbezaannya mungkin merupakan akibat daripada perbezaan dalam alat penilaian, populasi yang dikaji, penggunaan klasifikasi polytetes, dan cadangan cutoffs [12].
Kajian ini mempunyai beberapa kekuatan, seperti pengambilan contoh wakil lelaki muda dan kadar tindak balas yang tinggi. Ini adalah kelebihan yang mungkin dalam pertimbangan kecenderungan pemilihan diri yang diterangkan dalam kajian berasaskan pengambilan dalam talian [93]. Satu lagi kekuatan penting ialah kemasukan dua sampel linguistik yang berbeza dan besar. Antara kelemahan kajian adalah kekurangan wanita dalam sampel sekarang dan kurangnya penilaian bersamaan dengan aktiviti permainan spesifik peserta. Kajian lanjut mengenai GAS mungkin diperlukan untuk menilai permainan yang berbeza dan tingkah laku yang berkaitan dengan Internet.
Kesimpulan
GAS item 7 nampaknya alat penilaian yang menarik. Skala ini, sebelum ini digunakan untuk sampel remaja, nampaknya mencukupi untuk sampel dewasa dan mempunyai sifat psikometrik yang baik dalam versi Perancis dan Jerman.
Kelulusan etika dan persetujuan untuk mengambil bahagian
Kajian yang dijalankan, yang dikeluarkan dari protokol penyelidikan C-SURF bernombor 15/07, telah disetujui oleh Jawatankuasa Etika Penyelidikan Klinikal Sekolah Perubatan Universiti Lausanne. Semua peserta memberikan persetujuan bertulis mereka untuk menyertai kajian ini.
Persetujuan untuk penerbitan
Tidak berkaitan.
Ketersediaan data dan bahan
Availble atas permintaan kepada penulis terakhir Gerhard Gmel: [e-mel dilindungi].
Penghargaan
Kepada sumber pendanaan.
pembiayaan
Pembiayaan untuk kajian ini disediakan oleh Yayasan Sains Kebangsaan Swiss (FN 33CSC0-122679 dan FN 33CS30-139467).
Singkatan
BSSS | skala mencari sensasi ringkas |
CFA | analisis faktor pengesahan |
CFI | indeks bandingan komparatif |
C-SURF | Kajian kohort mengenai penggunaan faktor risiko bahan |
DSM-IV | manual statistik diagnostik gangguan mental, edisi keempat |
EFAs | analisis faktor penerokaan |
GAS | skala ketagihan permainan |
ICD-10 | klasifikasi antarabangsa gangguan mental dan tingkah laku |
MAP | Ujian separa purata minimum velicer |
MDI | inventori kemurungan utama |
RMSEA | Kesalahan akar min kesilapan segiempat |
SEM | pemodelan persamaan struktur |
ZKPQ-50-cc | Soal selidik personaliti Zuckerman-Kuhlman |
Nota kaki
Bersaing kepentingan
Para penulis menyatakan bahawa mereka tidak mempunyai kepentingan bersaing.
Sumbangan penulis
GG menganjurkan penyiasatan asal dan membuat sumbangan besar kepada konsepsi dan reka bentuk dan pengambilalihan data, YK, GG dan DZ parin reka bentuk kertas ini dan membuat sumbangan besar kepada konsep kajian ini di tangan. YK menyusun manuskrip. AC melakukan analisis statistik dan menyusun manuskrip. GG, SR, DZ, SA dan GT menyumbang untuk membantu merangka manuskrip. GG, SR, DZ, SA dan GT telah terlibat dalam merevisi manuskrip secara kritikal untuk kepuasan intelektual yang penting. Semua penulis terlibat dalam interpretasi data, merangka dan merevisi artikel tersebut. Semua penulis membaca dan meluluskan manuskrip akhir.
Rujukan