Eerdere studies hebben een verband gemeld tussen internet-gamingstoornis (IGD) en depressie, maar de richting van de relatie blijft onduidelijk. Daarom onderzochten we de wederzijdse relatie tussen het niveau van depressieve symptomen en IGD bij kinderen in een longitudinale studie.
Methoden
Onderzoekspanels voor deze studie bestonden uit 366 basisschoolleerlingen in de iCURE-studie. Alle deelnemers waren huidige internetgebruikers, dus ze konden worden beschouwd als een risicopopulatie voor IGD. De zelfgerapporteerde ernst van IGD-kenmerken en het niveau van depressie werden beoordeeld door respectievelijk de Internet Game Use-Elicited Symptom Screen en Children's Depression Inventory. De follow-upbeoordeling werd na 12 maanden voltooid. We hebben cross-lagged structurele vergelijkingsmodellen gemonteerd om de associatie tussen de twee variabelen op twee tijdstippen tegelijkertijd te onderzoeken.
De cross-lagged analyse toonde aan dat de mate van depressie bij aanvang een significante voorspellende waarde had voor de ernst van de IGD-kenmerken bij de follow-up na 12 maanden (β = 0.15, p = 003). De ernst van de IGD-kenmerken bij aanvang voorspelde ook significant de mate van depressie bij de follow-up na 12 maanden (β = 0.11, p = 018), rekening houdend met mogelijke confounders.
De cross-lagged padanalyse geeft een wederzijds verband aan tussen de ernst van IGD-kenmerken en het niveau van depressieve symptomen. Inzicht in de wederzijdse relatie tussen depressieve symptomen en de ernst van IGD-kenmerken kan helpen bij interventies om beide aandoeningen te voorkomen. Deze bevindingen bieden theoretische ondersteuning voor preventie- en herstelplannen voor IGD en depressieve symptomen bij kinderen.
Introductie
Kinderen groeien op in een tijdperk van digitale technologie en raken al op jonge leeftijd vertrouwd met computers, mobiele apparaten en internet. Gameverslaving ontwikkelt zich tot een belangrijk probleem voor de geestelijke gezondheid van kinderen en adolescenten wereldwijd ( Ioannidis et al., 2018 ), hoewel er nog steeds discussie bestaat over de vraag of gamen gunstig of schadelijk is voor kinderen en adolescenten.
De helft van alle psychische aandoeningen begint vóór de leeftijd van 14 jaar, en problemen met stemmingsregulatie beginnen soms al rond de leeftijd van 11 jaar, vóór de puberteit ( Forbes & Dahl, 2010 ; Guo et al., 2012 ). Psychische problemen vormen de grootste ziektelast onder jongeren. Eerdere studies hebben verbanden aangetoond tussen internetverslaving en psychiatrische symptomen, zoals depressie, angst en eenzaamheid, bij adolescenten. Van de verschillende categorieën psychiatrische symptomen hebben depressieve symptomen de grootste invloed op de ontwikkeling van internetverslaving bij kinderen en adolescenten ( Erceg, Flander, & Brezinšćak, 2018 ; Niall McCrae, Gettings, & Purssell, 2017 ; Piko, Milin, O'Connor, & Sawyer, 2011 ).
Internetgameverslaving (IGD) en depressie beïnvloeden elkaar en delen neurale mechanismen ( Choi et al., 2017 ; Liu et al., 2018 ). Vergelijkbare hersengebieden vertonen een abnormale werking bij zowel depressie als IGD. De amygdala, de prefrontale cortex, de gyrus en de verbinding tussen de frontopariëtale kwab en de amygdala lijken op vergelijkbare wijze verstoord te zijn bij mensen met gameproblemen en mensen met depressie.
Uit een systematische review bleek dat personen met depressieve symptomen bijna drie keer zoveel kans hebben om internetverslaving te ontwikkelen dan personen zonder depressieve symptomen ( Carli et al., 2013 ). Negentien van de twintig studies in de review waren echter dwarsdoorsnedeonderzoeken, waardoor de richting van de verbanden tussen depressie en internetverslaving niet kon worden vastgesteld. Desondanks rapporteerde 75% van de studies significante correlaties tussen problematisch internetgebruik en depressie.
Een beperkt aantal longitudinale studies heeft de relatie tussen internetgaming en mentale gezondheidsproblemen bij jongeren onderzocht. Een prospectieve cohortstudie in China toonde aan dat studenten die bij aanvang geen mentale gezondheidsproblemen hadden (gemeten met een zelfrapportageschaal voor depressie), 2.5 keer meer kans hadden om na 9 maanden een depressie te ontwikkelen als ze bij aanvang problematisch internetgebruik vertoonden ( Lam, Peng, Mai & Jing, 2009 ). In een tweejarige longitudinale studie onder kinderen en adolescenten vonden Gentile et al. ( 2011 ) dat problematisch gamen statistisch significant voorspellend was voor hogere niveaus van depressie, sociale fobie en angst, gemeten aan de hand van zelfgerapporteerde mentale gezondheid ( Gentile et al., 2011 ). Hogere depressieniveaus zijn in verband gebracht met meer verslavend internetgedrag ( Stavropoulos & Adams, 2017 ).
Hoewel eerdere studies kunnen helpen bij het identificeren van factoren die verband houden met de temporele volgorde van relaties tussen depressie en IGD, is het nog steeds onduidelijk of IGD geassocieerd is met de ontwikkeling van depressie of dat de omgekeerde relatie ook van toepassing is. Daarom onderzochten we de stabiliteit en relaties tussen depressieve symptomen en IGD in de tijd om beter te begrijpen hoe deze twee variabelen elkaar in de loop van de tijd beïnvloeden met behulp van een cross-lagged padmodel. We evalueerden de wederkerige relatie tussen depressieve symptomen en ernst van IGD-kenmerken bij prepuberale kinderen om de invloed van stemmingswisselingen tijdens de puberteit te verminderen.
Methoden
De onderzoekspopulatie was afkomstig uit de iCURE-studie, die elders gedetailleerd is beschreven ( Jeong et al., 2017 ). Kort gezegd is de iCURE-studie een lopend, schoolgebaseerd longitudinaal onderzoek naar het natuurlijke verloop van internetverslaving (IGD) onder leerlingen van de 3e en 4e klas van de basisschool en leerlingen van de 7e klas van de middelbare school in Korea. Alle deelnemers gaven aan dat ze actief internet gebruikten en werden daarom beschouwd als een risicogroep voor IGD. De eerste follow-upmeting werd 12 maanden na de baselinemeting afgerond. Om mogelijke invloed van stemmingswisselingen tijdens de puberteit op de onderzoeksresultaten te minimaliseren, bestonden de onderzoekspanels voor deze studie uitsluitend uit leerlingen van de 3e en 4e klas die deelnamen aan de iCURE-studie. Van de 399 basisschoolleerlingen die zich bij aanvang van de iCURE-studie hadden aangemeld, voltooiden 366 (91.5%) de follow-upmeting na 12 maanden en werden in deze studie opgenomen.
Bij de nulmeting vulden alle deelnemers de vragenlijsten in in een klas; een onderzoeksassistent las de vragen met een standaardscript om het begrip te verbeteren. Voor de follow-upbeoordeling van 12 maanden vulden alle studenten de vragenlijsten zelf in, met behulp van een webgebaseerde zelfbeheermethode, met een begeleidende onderzoeksassistent beschikbaar om vragen te beantwoorden.
De ernst van de kenmerken van internetgameverslaving (IGD) werd beoordeeld met behulp van de Internet Game Use-Elicited Symptom Screen (IGUESS). Dit instrument is ontwikkeld op basis van de negen DSM-5-criteria voor IGD, waarbij elk item wordt beoordeeld op een 4-puntsschaal (1 = sterk oneens , 2 = enigszins oneens , 3 = enigszins eens , 4 = sterk eens ). Een hogere score duidt op een grotere ernst van de IGD-kenmerken. Deze schaal is betrouwbaar, met een Cronbach's α van .85 in deze studie. De ernst van IGD werd beschouwd als een continue dimensie, waarbij hogere scores op de IGUESS een grotere ernst aangaven voor analyse met het cross-lagged padmodel. De beste afkapscore was 10 om te worden beschouwd als een verhoogd risico op IGD ( Jo et al., 2017 ). We gebruikten deze drempelscore voor dichotome analyses.
De mate van depressie werd beoordeeld met behulp van de Children's Depression Inventory (CDI). De CDI bestaat uit 27 items die symptomen kwantificeren zoals een depressieve stemming, hedonistisch vermogen, vegetatieve functies, zelfevaluatie en interpersoonlijk gedrag. Elk item bestaat uit drie beweringen die oplopen van 0 tot 2; kinderen kiezen de bewering die hun symptomen van de afgelopen twee weken het beste omschrijft. De scores van de items worden gecombineerd tot een totale depressiescore, die varieert van 0 tot 54. We gebruikten de Koreaanse versie van de CDI, die een goede betrouwbaarheid en validiteit heeft voor het beoordelen van depressieve symptomen ( Cho & Choi, 1989 ). De mate van depressieve symptomen werd beschouwd als een continue ernstdimensie, waarbij hogere scores op de CDI een grotere ernst van depressieve symptomen aangaven voor analyse met het cross-lagged padmodel. Een totale score van 22 of hoger werd beschouwd als een indicatie van depressieve symptomen in de dichotome analyse. Zowel de ernst van de IGD-kenmerken als de mate van depressie werden bij aanvang en na 12 maanden beoordeeld aan de hand van door een interviewer begeleide zelfrapportagevragenlijsten.
Algemene kenmerken, waaronder leeftijd, geslacht, gezinstype en gemiddelde dagelijkse tijd besteed aan het spelen van internetgames, werden verkregen uit de basisgegevens verkregen door het zelfrapport van de door de interviewer geleide kinderen. Voor gezinstype werd een intact gezin gedefinieerd als kinderen die bij beide ouders wonen; kinderen die bij alleen een moeder of vader of bij geen van beide ouders woonden vanwege scheiding, overlijden of scheiding van hun ouders. De puberteit werd bepaald aan de hand van de antwoorden van de deelnemers op twee vragen: "Ben je begonnen met je menstruatie?" Voor meisjes of "Ben je begonnen met de groei van je onderarmhaar?" Voor jongens. Als de deelnemers 'ja' antwoordden, vonden we dat ze de puberteit waren ingegaan. Zowel de academische prestaties van hun kinderen als de sociaaleconomische status (SES) werden verkregen uit de zelfrapportage van de ouders.
Beschrijvende statistieken en onderlinge relaties tussen studievariabelen werden uitgevoerd met SAS 9.4 (SAS Institute Inc., Cary, NC, VS). Cross-lagged paneelmodellering werd uitgevoerd met behulp van structurele vergelijkingsmodellering (SEM) met behulp van het statistische pakket Analysis of Moment Structures, versie 23.0. (IBM Inc., Chicago, IL, VS). De beschrijvende gegevens zijn samengevat met getallen en percentages voor categorische variabelen, of gemiddelde ± SD of mediaan (bereik) voor continue variabelen. De longitudinale associatie tussen de ernst van IGD-kenmerken en het niveau van depressie werd beoordeeld met cross-lagged panel-modellen. Voordat de analyse werd uitgevoerd, werden zowel het depressieniveau als de ernst van IGD-kenmerken log-getransformeerd om de normaliteit te benaderen.
Cross-lagged panel-modellen maken het mogelijk om associaties tussen twee of meer herhaaldelijk gemeten variabelen tegelijkertijd te onderzoeken. Daarom geven de cross-lagged correlaties de impact van een variabele op een bepaald tijdstip op de waarden van een andere variabele later in de tijd aan, waarbij gecontroleerd wordt op cross-sectionele correlaties en autocorrelaties.
Zoals weergegeven in Figuur 1A , vertegenwoordigt de eerste cross-lagged coëfficiënt βCL (a) het verband tussen de mate van depressie gemeten bij aanvang en de ernst van de IGD-kenmerken gemeten na 12 maanden. De tweede cross-lagged coëfficiënt βCL (b) vertegenwoordigt het verband tussen de ernst van de IGD-kenmerken gemeten bij aanvang en de mate van depressie gemeten na 12 maanden. Het cross-sectionele verband tussen de ernst van de IGD-kenmerken en de mate van depressie wordt weergegeven als βCL-baseline. De autoregressieve coëfficiënten βAR-depressie en βAR-IGD, die respectievelijk de stabiliteit van depressie en de ernst van de IGD-kenmerken van aanvang tot na 12 maanden weergeven, worden gepresenteerd. Het model werd gecorrigeerd voor potentiële confounders, zoals leeftijd, geslacht, gezinssamenstelling, schoolprestaties en sociaaleconomische status (SES).
Figuur 1. (A) De algemene modellering die gebruikt wordt voor cross-lagged panelmodellen. (B) Het cross-lagged panelmodel dat de longitudinale associatie tussen IGD en depressie analyseert. Numerieke waarden zijn gestandaardiseerde structurele regressiecoëfficiënten. AR: autoregressief; CL: cross-lagged; CS: cross-sectioneel. * p < .05. ** p < .01.
Om het mediatie-effect te testen, werden 2,000 bootstrapped resamples en een 95% betrouwbaarheidsinterval (BI) gebruikt om het indirecte pad te construeren. Bias-gecorrigeerde BI's die geen 0 bevatten, werden als significant beschouwd voor het indirecte effect. Effectgroottes werden geïnterpreteerd als klein (0.01), middelgroot (0.09) en groot (0.25) op basis van de eerdere aanbeveling ( Preacher & Kelley, 2011 ).
De modelpassing werd beoordeeld aan de hand van meerdere fit-indices, waaronder absolute fit-indices, incrementele fit-indices en parsimonie-fit-indices. Incrementele fit-indices werden beoordeeld met behulp van de χ² / vrijheidsgraden-ratio (χ² / df ) , de goodness-of-fit-index (GFI), de comparative fit-index (CFI) en de root mean square error of approximation (RMSEA). Incrementele fit-indices werden beoordeeld met behulp van de Tucker-Lewis-index (TLI), de normed fit-index, de relative fit-index (RFI) en de comparative fit-index (CFI). Voor de parsimonie-fit-indices werd een aangepaste GFI (AGFI) gebruikt. De literatuur over structurele vergelijkingsmodellen (SEM) suggereert dat een model goed past wanneer χ² / df ≤ 3; CFI ≥ 0.95, TLI ≥ 0.95, GFI ≥ 0.95, NFI ≥ 0.95, RFI ≥ 0.95, AGFI ≥ 0.95 en RMSEA ≤ 0.06 ( Kline, 2011 ).
Voor een aanvullende analyse werd een verhoogd risico op IGD gedefinieerd als een totale score van 10 of hoger op de IGUESS-schaal, en een hoog niveau van depressieve symptomen werd gedefinieerd als een totale score op de CDI van 22 of hoger. We gebruikten een log-binominaal model dat werd uitgevoerd met PROC GENMOD om het relatieve risico (RR) te schatten voor de associatie tussen een hoog niveau van depressieve symptomen en incidenteel verhoogd risico op IGD tijdens de follow-upperiode van 12 maanden bij kinderen met een lager risico op IGD (<10 IGURSS-scores) bij aanvang. De incidentie van een hoog niveau van depressieve symptomen bij de follow-up van 12 maanden werd berekend onder kinderen zonder depressieve symptomen bij aanvang. We hebben ruwe en aangepaste RR's berekend terwijl we controleerden voor mogelijke verstorende factoren.
Om deel te nemen aan de iCURE-studie werd schriftelijke toestemming verkregen van alle deelnemers en hun ouders of wettelijke voogden na uitleg over de aard van de onderzoeksprincipes, waaronder vertrouwelijkheid en de vrije keuze om al dan niet deel te nemen, in overeenstemming met de Verklaring van Helsinki van 1975 ( World Medical Association, 2013 ). Deze studie werd volledig beoordeeld en goedgekeurd door de ethische commissie van de Katholieke Universiteit van Korea (MC19ENSI0071). De iCURE-datamanagementcommissie heeft geanonimiseerde gegevens vrijgegeven voor data-analyse.
Resultaten
De demografische en klinische kenmerken van de 366 deelnemers worden samengevat in Tabel 1. De mediane leeftijd van de deelnemers was 10 jaar (variatie: 9-12 jaar). Van de 366 deelnemers waren 188 (51.4%) jongens. De meeste deelnemers ( n = 337; 92.1%) kwamen uit intacte gezinnen, 68% van de deelnemers presteerde goed op school en 71% gaf aan een lage tot gemiddelde sociaaleconomische status te hebben.
|
Tabel 1. Algemene en klinische kenmerken van 366 basisschoolleerlingen in de iCURE-studie.
| Variabelen | N (%) | Mediaan (bereik) | Cronbach's α |
|---|---|---|---|
| Sekse | |||
| Jongens | 188 (51.4) | ||
| Meisjes | 178 (48.6) | ||
| Leeftijd | 10 (9-12) | ||
| Familie structuur | |||
| Intact gezin | 337 (92.1) | ||
| Niet-intacte familie | 29 (7.9) | ||
| Sociaaleconomische status | |||
| Laag en midden | 263 (71.9) | ||
| Hoge | 103 (28.1) | ||
| Academische prestatie | |||
| Goed | 249 (68.0) | ||
| zwembad | 117 (32.0) | ||
| Baseline beoordelingen | |||
| Internet gaming disorder | 2 (0-22) | .78 | |
| Depressie | 6 (0-46) | .88 | |
| Angst | 26 (20-58) | .89 | |
| 12 maanden follow-up beoordelingen | |||
| Internet gaming disorder | 2 (0-23) | .86 | |
| Depressie | 5 (0-45) | .89 | |
| Angst | 24 (20-58) | .94 |
De correlaties tussen de belangrijkste variabelen van belang worden weergegeven in Tabel 2. Cross-sectioneel gezien was de mate van depressie bij aanvang positief gecorreleerd met de ernst van IGD, zowel bij aanvang als na 12 maanden. Longitudinaal gezien was de mate van depressie (aanvang) positief gecorreleerd met de ernst van IGD (na 12 maanden), en de ernst van IGD (aanvang) was positief gecorreleerd met de mate van depressie (na 12 maanden).
|
Tabel 2. Correlatiematrix, gemiddelde en standaarddeviatie ( SD ) voor de belangrijkste variabelen.
| Variabelen | 1 | 2 | 3 | 4 | Gemiddelde | SD |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 1. Niveau van depressie (baseline) | 1 | 7.4 | 6.5 | |||
| 2. Ernst van IGD (baseline) | .443 * | 1 | 2.6 | 3.2 | ||
| 3. Niveau van depressie (follow-up van 12 maanden) | .596 * | .339 * | 1 | 6.7 | 6.6 | |
| 4. Ernst van IGD (follow-up van 12 maanden) | .359 * | .453 * | .447 * | 1 | 2.9 | 3.6 |
Let op: IGD staat voor internetgameverslaving.
* p < .001.
Figuur 1 toont het theoretische model (A) en het geanalyseerde model (B) met gestandaardiseerde padladingen (gestandaardiseerde bèta, β). Wat betreft de autocorrelatiepaden voorspelde het depressieniveau bij aanvang statistisch de ernst van IGD-kenmerken bij de follow-up na 12 maanden (β = 0.55, p < 001). Daarnaast voorspelde de ernst van IGD-kenmerken bij aanvang statistisch het depressieniveau bij de follow-up na 12 maanden (β = 0.37, p < 001). De resultaten toonden aan dat zowel het niveau van depressieve symptomen als de ernst van IGD-kenmerken significant gecorreleerd waren tussen de baseline en de follow-up na 12 maanden. Evenzo was de ernst van IGD-kenmerken gecorreleerd over beide meetmomenten.
Wat betreft het cross-sectionele correlatiepad, bleken de mate van depressieve symptomen en de ernst van IGD-kenmerken positief gecorreleerd te zijn op elk meetmoment (β = 0.46, p < 0.001 bij aanvang en β = 0.27, p < 001 na 12 maanden follow-up). De resultaten toonden een positieve correlatie aan tussen de mate van depressieve symptomen en de ernst van IGD-kenmerken op elk meetmoment.
De cross-lagged analyses lieten zien dat de mate van depressie bij aanvang statistisch significant voorspelde hoe ernstig de kenmerken van internetverslaving waren na 12 maanden (β = 0.15, p = 003). De ernst van de kenmerken van internetverslaving bij aanvang voorspelde ook statistisch significant de mate van depressie na 12 maanden (β = 0.11, p = 018), na correctie voor mogelijke confounders. De cross-lagged padanalyse toonde een wederkerige relatie aan tussen de ernst van de kenmerken van internetverslaving en de mate van depressieve symptomen.
Ons algehele model vertoonde een goede fit op basis van de fit-indices. De verhouding van de χ² tot het aantal vrijheidsgraden was 1.336, wat wijst op een goede model fit. De RMSEA was 0.03, de GFI 0.997, de TLI 0.976, de CFI 0.997 en de AGFI 0.964, wat eveneens een goede fit aangeeft. Al met al suggereren de fit-statistieken dat dit voldoende was om een geldig model te produceren, gebaseerd op een sterk a priori theoretisch kader en acceptabele betrouwbaarheden.
Van de 366 deelnemers meldden 351 niet dat ze bij baseline een verhoogd risico op IGD hadden. Van deze 351 deelnemers werden 15 (4.3%) geclassificeerd als zijnde met een verhoogd risico op IGD bij de follow-up van 12 maanden. Na correctie voor mogelijke verstorende factoren hadden deelnemers met depressieve symptomen bij aanvang een 3.7-voudige hogere RR van IGD na 12 maanden dan deelnemers zonder depressieve symptomen bij aanvang (RR = 3.7, 95% BI = 1.1–13.2).
Van de 366 deelnemers rapporteerden 353 bij aanvang geen hoge mate van depressieve symptomen. Van deze 353 deelnemers werden er 8 (2.3%) geclassificeerd als hebbende een hoge mate van depressieve symptomen bij de follow-up na 12 maanden. Na correctie voor potentiële confounders hadden deelnemers die bij aanvang een verhoogd risico op internetverslaving hadden, een 3.6 keer hoger risico op depressie bij de follow-up na 12 maanden vergeleken met deelnemers die bij aanvang geen verhoogd risico op internetverslaving hadden. Dit verschil was echter niet statistisch significant (RR = 3.6, 95% CI = 0.5–29.0; Tabel 3 ).
|
Tabel 3. Incidentie van zowel IGD als depressie bij kinderen na 12 maanden follow-up.
| Ja | Nee | IR | RR | ARRa | ||
|---|---|---|---|---|---|---|
| IGD van 12 maandenb | ||||||
| Basislijn depressie | Ja | 2 | 8 | 20 | 5.2 (1.4-20.2) | 3.7 (1.1-13.2) |
| Nee | 13 | 328 | 3.8 | |||
| 12 maanden depressiec | ||||||
| Basislijn IGD | Ja | 1 | 11 | 8.3 | 4.1 (0.5-30.4) | 3.6 (0.5-29.0) |
| Nee | 7 | 334 | 2.1 | |||
Opmerking. IR: incidentiecijfer; RR: relatief risico; aRR: aangepast relatief risico; IGD: internetgameverslaving.
a Gecorrigeerd voor geslacht, gezinssamenstelling, schoolprestaties en sociaaleconomische status.
b. Incidentiecijfer van IGD bij de follow-up na 12 maanden onder kinderen zonder IGD bij aanvang ( n = 351).
c. Incidentiecijfer van depressie bij de follow-up na 12 maanden onder kinderen zonder depressie bij aanvang ( n = 353).
Discussie
We vonden een significante positieve correlatie tussen het niveau van depressieve symptomen en de ernst van IGD-kenmerken bij zowel de uitgangswaarde als de 12 maanden follow-up bij kinderen. Deze resultaten suggereren dat depressieve symptomen een potentiële risicofactor vormen voor verhoogde ernst van IGD, en ernst van IGD-kenmerken een jaar later een potentiële risicofactor voor depressieve symptomen kan vormen.
Een cross-lagged padanalyse maakt het mogelijk om meerdere relaties tegelijkertijd te analyseren, wat complexere statistische modellen oplevert dan kan worden verkregen door verschillende afzonderlijke lineaire regressies uit te voeren. De relatieve sterkten van longitudinale relaties kunnen worden bepaald door vergelijking van gestandaardiseerde correlatiecoëfficiënten. Zowel de ernst van de IGD-kenmerken als het niveau van depressieve symptomen vertoonden significante transversale, autocorrelatie en cross-lagged correlatiecoëfficiënten.
Dwarsdoorsnedecorrelaties lieten een positieve associatie zien tussen de mate van depressieve symptomen en de ernst van IGD-kenmerken op elk meetmoment. Evenzo toonde autocorrelatie aan dat zowel de mate van depressieve symptomen als de ernst van IGD-kenmerken significant gecorreleerd waren, met stabiliteit over de twee meetmomenten. De cross-lagged padanalyse wees op een wederkerige causaliteit tussen het risico op IGD en de mate van depressieve symptomen. Deze dwarsdoorsnede- en longitudinale associaties bleven bestaan na correctie voor potentiële confounders. De sterkte van de relatie was sterker tussen de mate van depressie bij aanvang en de ernst van IGD-kenmerken na 12 maanden (β = 0.15, p = 003) dan tussen de ernst van IGD-kenmerken bij aanvang en de mate van depressie na 12 maanden (β = 0.11, p = 018), wat duidt op een gemiddelde effectgrootte. Deze bevinding suggereert dat depressie een sterkere bijdrage levert aan de ernst van IGD-kenmerken dan andersom, en dat er een wederkerige relatie bestaat in de tijd.
De verbanden tussen internetgamingverslaving (IGD) en depressie worden soms verklaard door de hypothese van stemmingsverbetering, die suggereert dat mensen met negatieve emoties eerder geneigd zijn recreatieve activiteiten te ondernemen om aan dysfore gemoedstoestanden te ontsnappen. Eerdere studies ondersteunen deze hypothese, aangezien er een significant positief verband is waargenomen tussen depressie en IGD ( Ostovar et al., 2019 ; Seyrek, Cop, Sinir, Ugurlu, & Senel, 2017 ; Yen, Chou, Liu, Yang, & Hu, 2014 ; Younes et al., 2016 ). Pogingen om via online interacties aan depressie en problemen in de echte wereld te ontsnappen, kunnen leiden tot een vicieuze cirkel die de depressie verergert.
Volgens de hypothese van sociale verdringing geldt dat hoe meer tijd iemand aan één activiteit besteedt, hoe minder tijd er overblijft voor andere activiteiten. Kinderen die buitensporig veel tijd besteden aan online gamen, besteden doorgaans minder tijd aan interactie met anderen ( Caplan, 2003 ). Een aanname van het sociale verdringingseffect is dat de tijd die aan gamen wordt besteed, andere activiteiten, zoals sociale interactie, verdringt. Deze activiteiten zijn essentieel voor de psychosociale ontwikkeling van kinderen ( Zamani, Kheradmand, Cheshmi, Abedi, & Hedayati, 2010 ). Een gebrek aan sociale interactie kan leiden tot negatieve emoties. Gentile et al. ( 2011 ) rapporteerden verhoogde depressieve symptomen nadat problemen met videogames waren ontstaan, en deze symptomen hielden aan ( Gentile et al., 2011 ). Als de hypothese van sociale verdringing klopt, kan internetgamingverslaving leiden tot depressie ( Amorosi, Ruggieri, Franchi, & Masci, 2012 ; Dalbudak et al., 2013 ).
Depressieve symptomen bij adolescenten treden vaak op vóór de puberteit. Wat betreft genetische kwetsbaarheid voor een ernstige depressieve stoornis, is het ervaren van stressvolle levensgebeurtenissen of de aanwezigheid van psychiatrische stoornissen tijdens de kindertijd in verband gebracht met het ontstaan van depressie ( Piko et al., 2011 ; Shapero et al., 2014 ). Aangezien depressie vóór de puberteit in verband is gebracht met de ontwikkeling van antisociale persoonlijkheidsstoornis en verslaving ( Ryan, 2003 ), is het waarschijnlijk dat preventieve maatregelen tegen internetverslaving op jonge leeftijd moeten worden genomen om de verergerende effecten op depressie te minimaliseren. Er zou dus meer aandacht moeten worden besteed aan depressie en de mogelijke gevolgen ervan voor de ontwikkeling van internetverslaving bij kinderen.
Kinderen met depressieve symptomen bij aanvang vertoonden een 3.7-voudig verhoogd risico op het ontwikkelen van IGD-symptomen bij de follow-up van 12 maanden in vergelijking met kinderen zonder depressieve symptomen bij aanvang, na correctie voor mogelijke verstorende factoren. Aangezien de 95% BI zo breed is als 1.1–13.2, kunnen er beperkingen zijn om de nauwkeurigheid van de schattingen te waarborgen, dus deze resultaten moeten met voorzichtigheid worden geïnterpreteerd. Bovendien kunnen kinderen met IGD-symptomen bij baseline een verhoogd risico lopen op het ontwikkelen van depressieve symptomen bij de follow-up van 12 maanden in vergelijking met kinderen zonder IGD-symptomen bij baseline; de resultaten waren echter niet statistisch significant.
Meisjes komen gemiddeld 12 jaar eerder in de puberteit dan jongens. De gemiddelde leeftijd waarop meisjes in de puberteit komen, is 12.7 jaar in representatieve landelijke onderzoeken ( Lee, Kim, Oh, Lee & Park, 2016 ). Vanuit dit perspectief zouden de meeste deelnemers aan dit onderzoek de puberteit nog niet hebben bereikt. In totaal bleken 8 (2.2%) kinderen de puberteit te hebben bereikt (3 bij aanvang van het onderzoek; 5 bij de follow-up na 12 maanden). Vanwege het kleine aantal kinderen dat de puberteit al had bereikt, zijn de resultaten van dit onderzoek waarschijnlijk niet beïnvloed door veranderingen die samenhangen met de puberteit.
Het verlooppercentage bij de follow-up na 12 maanden was 9.1% (33 kinderen). Alle slijtage vond plaats omdat de studenten naar een andere school waren overgestapt. Er waren geen significante verschillen in baseline-kenmerken, waaronder geslacht, leeftijd, gezinstype, academische prestaties, SES, internetactiviteit of ernst van IGD-functies, tussen de deelnemers die het onderzoek wel en niet hadden voltooid.
De factoren die samenhangen met depressie kunnen per land verschillen. Depressie is een multifactoriële aandoening die aanzienlijke variatie vertoont tussen verschillende populaties en geassocieerd is met een veelheid aan genetische en sociaal-omgevingsfactoren, met verschillende subtypes en uiteenlopende etiologieën. Korea was het eerste land dat een nationaal budget toewees om de problemen van internet- en gameverslaving aan te pakken ( Koh, 2015 ). Psychosociale, omgevings- en culturele verschillen kunnen de relatie tussen depressieve symptomen en de ernst van IGD-kenmerken beïnvloeden, hoewel een fundamenteel verband tussen depressie en IGD naar verwachting in verschillende rechtsgebieden en culturen zal worden waargenomen. De resultaten van deze studie kunnen dus relevant zijn voor kinderen in andere landen, hoewel voorzichtigheid geboden is bij het generaliseren van de bevindingen. Omdat de respondenten werden geselecteerd uit adolescenten die naar school gingen en kinderen die niet naar school gingen werden uitgesloten, namen zowel de deelnemende scholen als de kinderen en ouders vrijwillig deel; deze scholen hadden daarom meer belang bij het voorkomen van IGD dan niet-deelnemende scholen. De mogelijkheid van selectiebias en een onderschatting van de prevalentie van IGD kan niet worden uitgesloten.
Kindertijd is een risicoperiode voor de ontwikkeling van zowel depressie als IGD. Deze twee aandoeningen komen vaak voor in de kindertijd en worden in het latere leven geassocieerd met aanzienlijke functionele beperkingen. Gezien de voortdurende ontwikkeling van mentale kenmerken tijdens de adolescentie en het vroege volwassen leven, zal een beter begrip van de richting van het begin en het verloop van deze aandoeningen tijdens de kindertijd nuttig zijn bij het ontwikkelen van effectievere preventieve en behandelingsstrategieën.
Cross-lagged padanalyse wees op bidirectionele relaties tussen de ernst van IGD-kenmerken en het niveau van depressie. Een hoger niveau van depressieve symptomen bij aanvang voorspelde een hogere ernst van IGD-kenmerken na 12 maanden. Bovendien was de ernst van de IGD-kenmerken bij aanvang significant gerelateerd aan een hoger niveau van depressieve symptomen na 12 maanden bij kinderen. Inzicht in de wederzijdse relaties tussen depressieve symptomen en de ernst van IGD-kenmerken kan helpen bij interventies om beide aandoeningen te voorkomen. Deze bevindingen bieden theoretische ondersteuning voor preventie- en herstelplannen voor IGD en depressieve symptomen bij kinderen.
HJ voerde de analyses uit en leidde het schrijven van het manuscript. HWY begeleidde en superviseerde het schrijven van het manuscript. HJ en HWY ontwikkelden en stelden het basisidee van de studie voor. S-YL, HL en MNP hebben de wetenschappelijke inhoud beoordeeld en het manuscript bewerkt. HWY, HJ, S-YJ en HS voerden het onderzoek uit. Alle auteurs hebben redactionele opmerkingen over het manuscript geleverd.
De auteurs verklaren geen belangenconflicten met betrekking tot de inhoud van het manuscript. Dr. MNP rapporteert de volgende onthullingen. Hij heeft Game Day Data geraadpleegd en geadviseerd, het Verslavingsbeleidforum, RiverMend Health, Lakelight Therapeutics / Opiant en Jazz Pharmaceuticals; heeft onderzoeksondersteuning ontvangen van het Mohegan Sun Casino en het National Center for Responsible Gaming; heeft deelgenomen aan enquêtes, mailings of telefonisch overleg met betrekking tot drugsverslaving, stoornissen in de impulsbeheersing of andere gezondheidsonderwerpen; en heeft voor advocatenkantoren en gokentiteiten geraadpleegd over kwesties met betrekking tot impulscontrole of verslavende stoornissen.
De gegevenssets die tijdens en / of tijdens dit onderzoek zijn gegenereerd, zijn verkrijgbaar bij de overeenkomstige auteur.
Referenties
| Amorosi M., Ruggieri, F., Franchi G., & Masci, I. (2012). Depressie, pathologische afhankelijkheid en risicovol gedrag in de adolescentie. Psychiatria Danubina, 24 (Suppl. 1), S77-S81. Medline, Google Scholar | |
| Kaplan, S. E. (2003). Voorkeur voor online sociale interactie een theorie van problematisch internetgebruik en psychosociaal welzijn. Communicatieonderzoek, 30 (6), 625-648. doi:https://doi.org/10.1177/0093650203257842 CrossRef, Google Scholar | |
| Carli V., Durkee, T., Wasserman, D., Hadlaczky, G., despalins, R., & Kramarz, E. (2013). Het verband tussen pathologisch internetgebruik en comorbide psychopathologie: een systematische review. Psychopathology, 46 (1), 1-13. doi:https://doi.org/10.1159/000337971 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| cho, S., & Choi, J. (1989). Ontwikkeling van staatsschaal voor angst voor Koreaanse kinderen. Medicine Journal of Seoul National University, 14 (3), 150-157. Google Scholar | |
| Choi, J., cho, H., Kim, J. Y., jung, D. J., Ach, K. J., kang, H. B., Choi, J. S., Chun, J. W., & Kim, D. J. (2017). Structurele veranderingen in de prefrontale cortex bemiddelen de relatie tussen internetgamingstoornis en depressieve stemming. Wetenschappelijke rapporten, 7 (1), 1245. doi:https://doi.org/10.1038/s41598-017-01275-5 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Dalbudak, E., Evren, C., Aldemir, S., Coskun, K. S., Ugurlu, H., & Yildirim, F. G. (2013). Relatie tussen ernst van internetverslaving en depressie, angst en alexithymie, temperament en karakter bij universitaire studenten. Cyberpsychologie, Gedrag en sociaal netwerken, 16 (4), 272-278. doi:https://doi.org/10.1089/cyber.2012.0390 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| erceg, T., Vlaanderen, G., & Brezinšćak, T. (2018). De relatie tussen dwangmatig internetgebruik en symptomen van depressie en angst in de adolescentie. Onderzoek naar alcoholisme en psychiatrie, 54 (2), 101-112. doi:https://doi.org/10.20471/dec.2018.54.02.02 CrossRef, Google Scholar | |
| Forbes E. E., & Dahl, R. E. (2010). Pubertale ontwikkeling en gedrag: Hormonale activering van sociale en motiverende neigingen. Hersenen en cognitie, 72 (1), 66-72. doi:https://doi.org/10.1016/j.bandc.2009.10.007 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Heiden, D. A., choo, H., Liau, A., Ja, T., Li, D., schimmel, D., & Khoo, A. (2011). Pathologisch gebruik van videogames onder jongeren: een longitudinaal onderzoek van twee jaar. Kindergeneeskunde, 127 (2), e319-e329. doi:https://doi.org/10.1542/peds.2010-1353 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Guo J., Chen, L., Wang, X., Liu, Y., Chui, C. H., hij, H., qu, Z., & Tian, D. (2012). De relatie tussen internetverslaving en depressie bij migrantenkinderen en achtergebleven kinderen in China. Cyberpsychologie, Gedrag en sociaal netwerken, 15 (11), 585-590. doi:https://doi.org/10.1089/cyber.2012.0261 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Ioannidis, K., treder, MEVROUW., Kamerheer, S. R., Kiraly, F., rood worden, S. A., Stein, D. J., Lochner, C., & Verlenen, J. E. (2018). Problematisch internetgebruik als een leeftijdsgebonden veelzijdig probleem: bewijs uit een onderzoek met twee sites. Verslavend gedrag, 81, 157-166. doi:https://doi.org/10.1016/j.addbeh.2018.02.017 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| jeong, H., Ja, H. W., Jo S. J., Lee, S. Y., Kim, E., Zoon, H. J., Han, H. H., Lee, H. K., Kweon, Y. S., Bhang, S. Y., Choi, J. S., Kim, B. N., Heiden, D. A., & Potenza, M. N. (2017). Studieprotocol van de internetgebruiker Cohort voor onbevooroordeelde herkenning van spelstoornissen in de vroege adolescentie (iCURE), Korea, 2015–2019. BMJ Open, 7 (10), e018350. doi:https://doi.org/10.1136/bmjopen-2017-018350 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Jo S. J., Ja, H. W., Lee, H. K., Lee, H. C., Choi, J. S., & Baek, K. Y. (2017). Het scherm met het gebruik van internetgames met behulp van symptomen bleek een geldig hulpmiddel voor adolescenten van 10 tot 19 jaar. Acta Paediatrica, 107 (3), 511-516. doi:https://doi.org/10.1111/apa.14087 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Kline R. B. (2011). Principes en praktijk van structurele vergelijkingsmodellering (3rd ed.). New York, NY / Londen, VK: Het Guilford Press. Google Scholar | |
| Ko, Y. (2015). Het Koreaanse nationale beleid voor internetverslaving. in C. maandag & M. Reuter (Eds.), Internetverslaving neurowetenschappelijke benaderingen en therapeutische interventies (pp. 219-234). Londen, Verenigd Koninkrijk: Springer. CrossRef, Google Scholar | |
| Lam, L. T., Peng, Z. W., Mei, J. C., & Jing, J. (2009). Factoren geassocieerd met internetverslaving bij adolescenten. CyberPsychologie en gedrag, 12 (5), 551-555. doi:https://doi.org/10.1089/cpb.2009.0036 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Lee, M. H., Kim, S. H., Oh, M., Lee, K. W., & Park, M. J. (2016). Leeftijd bij menarche bij Koreaanse adolescenten: trends en beïnvloedende factoren. Reproductieve gezondheid, 42 (1), 121-126. doi:https://doi.org/10.1530/jrf.0.0420121 CrossRef, Google Scholar | |
| Liu, L., Ja, Y. W., Li, C. R., Zhang, J. T., Xia, C. C., Lan, J., Ma, S. S., Zhou, N., & Hoektand, X. Y. (2018). De comorbiditeit tussen internet-gamingstoornis en depressie: interrelatie en neurale mechanismen. Voorpsychiatrie, 9, 154. doi:https://doi.org/10.3389/fpsyt.2018.00154 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Niall Mc Crae, N., krijgen, S., & portemonnee, E. (2017). Sociale media en depressieve symptomen in de kindertijd en adolescentie: een systematische review. Adolescent Research Review, 2 (4), 315-330. doi:https://doi.org/10.1007/s40894-017-0053-4 CrossRef, Google Scholar | |
| Ostovar, S., Allahyar, N., Aminpoor, H., Moafian, F., Noch, M., & Griffiths, M. D. (2019). Internetverslaving en zijn psychosociale risico's (depressie, angst, stress en eenzaamheid) onder Iraanse adolescenten en jonge volwassenen: een structureel vergelijkingsmodel in een cross-sectioneel onderzoek. International Journal of Mental Health and Addiction, 14 (3), 257-267. doi:https://doi.org/10.1007/s11469-015-9628-0 CrossRef, Google Scholar | |
| Piko, B. F., Milin, R., O'Connor, R., & Zager, M. (2011). Multidisciplinaire benadering van depressie bij kinderen en adolescenten. Depressieonderzoek en -behandeling, 2011, 1-3. doi:https://doi.org/10.1155/2011/854594 CrossRef, Google Scholar | |
| Prediker, K. J., & Kelley K. (2011). Effectgrootte maatregelen voor bemiddelingsmodellen: kwantitatieve strategieën voor het communiceren van indirecte effecten. Psychologische methoden, 16 (2), 93-115. doi:https://doi.org/10.1037/a0022658 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Ryan, N. D. (2003). Depressie bij kinderen en adolescenten: effectiviteit van de behandeling op de korte termijn en kansen op de lange termijn. International Journal of Methods in Psychiatric Research, 12 (1), 44-53. doi:https://doi.org/10.1002/mpr.141 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Seyrek, S., Agent, E., sinir, H., Ugurlu, M., & Senel, S. (2017). Factoren geassocieerd met internetverslaving: Cross-sectionele studie van Turkse adolescenten. Pediatrics International, 59 (2), 218-222. doi:https://doi.org/10.1111/ped.13117 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Vormer, B. G., zwart, S. K., Liu, R. T., Klugman, J., Bender, R. E., Abramson, L. Y., & Legering, POND. (2014). Stressvolle levensgebeurtenissen en depressiesymptomen: het effect van emotioneel misbruik bij kinderen op stressreactiviteit. Journal of Clinical Psychology, 70 (3), 209-223. doi:https://doi.org/10.1002/jclp.22011 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Stavropoulos, V., & Adams, B. L. M. (2017). Internet gaming-stoornis symptomen in opkomende volwassenheid: de wisselwerking tussen angst en familie cohesie. Journal of Behavioral Verslavingen, 6 (2), 237-247. doi:https://doi.org/10.1556/2006.6.2017.026 Link, Google Scholar | |
| Wereld Medical Association (2013). Verklaring van Helsinki: ethische principes voor medisch onderzoek bij mensen. JAMA, 310 (20), 2191-2194. doi:https://doi.org/10.1001/jama.2013.281053 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Yen, C. F., Cho, W. J., Liu, T. L., Yang, P., & Hu, H. F. (2014). Het verband tussen symptomen van internetverslaving en angst, depressie en eigenwaarde bij adolescenten met een aandachtstekortstoornis met hyperactiviteit. Uitgebreide psychiatrie, 55 (7), 1601-1608. doi:https://doi.org/10.1016/j.comppsych.2014.05.025 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Younes, F., Halawi, G., jabor, H., El Osta, N., Karam L., Hadj, A., & Rabbaa Kabbaz, L. (2016). Internetverslaving en relaties met slapeloosheid, angst, depressie, stress en eigenwaarde bij universitaire studenten: een transversaal opgezet onderzoek. PLoS One, 11 (9), e0161126. doi:https://doi.org/10.1371/journal.pone.0161126 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Zamani, E., Cheradmand, A., Cheshmi, M., Abedi, A., & hedayati, N. (2010). De sociale vaardigheden van studenten die verslaafd zijn aan computerspelletjes vergelijken met normale studenten. Verslaving en gezondheid, 2 (3-4), 59-65. doi:https://doi.org/10.1016/S0924-9338(12)74212-8 Medline, Google Scholar |