BMC Psychiatry. 2016; 16: 132.
Gepubliceerd online 2016 mei 10. doi: 10.1186/s12888-016-0836-3
PMCID: PMC4862221
Abstract
Achtergrond
De 7-item Game Addiction Scale (GAS) is een gebruikt om te screenen op verslavend gamegebruik. Zowel cross-linguïstische validatie als validatie in het Frans en Duits is nodig bij monsters voor volwassenen. Het doel van het onderzoek is om de factoriële structuur van de Franse en Duitse versies van het GAS onder volwassenen te beoordelen.
Methoden
Twee voorbeelden van mannen uit het Frans (N = 3318) en Duits (N = 2665) taalgebieden van Zwitserland werden beoordeeld met de GAS, de Major Depression Inventory (MDI), de Brief Sensation Seeking Scale en de Zuckerman-Kuhlman Personality Questionnaire (ZKPQ-50-cc). Ze werden ook beoordeeld op cannabis- en alcoholgebruik.
Resultaten
De interne consistentie van de schaal was bevredigend (Cronbach α = 0.85). Een oplossing met één factor werd in beide monsters gevonden. Kleine en positieve associaties werden gevonden tussen GAS-scores en de MDI, evenals de subschalen Neuroticisme-Angst en Agressie-Vijandigheid van de ZKPQ-50-cc. Een kleine negatieve associatie werd gevonden met de subschaal ZKPQ-50-cc Sociability.
Conclusie
Het GAS is in zijn Franse en Duitse versie geschikt voor de beoordeling van gameverslaving bij volwassenen.
Elektronisch aanvullend materiaal
De online versie van dit artikel (doi: 10.1186 / s12888-016-0836-3) bevat aanvullend materiaal dat beschikbaar is voor geautoriseerde gebruikers.
Achtergrond
De uitbreiding van internet biedt tal van voordelen, waaronder het gebruik voor commerciële, sociale, psychologische, academische en medische doeleinden [1-9]. Er zijn echter ernstige bezorgdheden geuit met betrekking tot mogelijke verslaving aan internet en internetgames [10-15]. In het bijzonder hebben online games aandacht gekregen voor hun mogelijke links naar verslavende gebruikspatronen in een subset van gebruikers [16-18]. Een aantal studies hebben belangrijke verbanden bekendgemaakt tussen internet- of game-verslavingen en psychiatrische constructies of stoornissen [19], zoals depressie [20-22], Angst stoornissen [22, 23], aandachtsstoornis [21, 24], eenzaamheid [25-27], introversie, neuroticisme, impulsiviteit [17, 18, 26, 28-31], en verslavingsstoornissen [32]. Overmatig internetgebruik is bovendien in verband gebracht met familie- en sociale problemen [33, 34].
Internet gaming disorder "(IGD) [35] werd geïntroduceerd in de sectie 3 van de DSM-5 als een voorwaarde die meer klinisch onderzoek en klinische ervaring rechtvaardigt voordat deze kan worden overwogen voor opname als een formele aandoening. De DSM-5 suggereert dat IGD mogelijk verwijst naar het aanhoudende en terugkerende gebruik van internetspellen die geassocieerd zijn met distress of impairment in een minimale 12-maandperiode.
Er werd vaak gemeld dat symptomen van internetgamingstoornis een aanhoudende preoccupatie met internetgames omvatten, problemen om de tijd die aan games wordt besteed te beheersen of te verminderen, negatieve gevolgen van controleverlies (anderen bedriegen, conflicten, sociaal isolement en vermoeidheid, verloren relatie of kansen ), verlies van interesse in andere activiteiten, gebruik van internetgaming om te ontsnappen of een dysfore stemming, terugtrekking en tolerantie te verlichten [36-38].
Sinds de opkomst van het concept internetverslaving [39] en internetgamingstoornis, zijn een aantal psychometrische meetinstrumenten ontwikkeld [37, 39-43]. De 7-item Game Addiction Scale (GAS) is zo'n korte maatregel. Deze schaal is specifiek ontwikkeld door Lemmens et al. om gaming bij adolescenten te beoordelen [44] en was conceptueel gebaseerd op de criteria voor pathologisch gokken in de vierde editie van de DSM (DSM-IV). Elk item op het GAS wordt voorafgegaan door de verklaring "Gedurende de laatste zes maanden, hoe vaak ..." en wordt gescoord op een 5-punt Likert-schaal (1 = nooit, 2 = zelden, 3 = soms 4 = vaak en 5 = heel vaak). Lemmens et al. [44] suggereerde twee formaten voor de beoordeling van de aanwezigheid van gameverslaving: een monothetisch formaat (alle items scoren boven 3) en een polythetisch formaat (minstens de helft van de items scoren 3 of hoger). Hij veronderstelde dat het monothetische formaat zou leiden tot een betere schatting van de prevalentie van verslaving dan het polythetische formaat zou [44].
Goede correlaties werden gevonden tussen GAS-scores en de wekelijkse speeltijd. De scores waren bovendien gecorreleerd met een aantal constructies die eerder geassocieerd waren met gameverslaving, zoals lagere tevredenheid met het leven, lagere sociale vaardigheden, hogere eenzaamheid en hogere agressie [44]. Hogere GAS-scores waren geassocieerd met aandachtsbias en meer fouten in responsremming gerelateerd aan gamecues [45]. De bevindingen zijn in overeenstemming met talrijke studies die impulsiviteit en specifieke cue-reactiviteit koppelen aan ander verslavend gedrag [46-48], Internet verslaving [17, 29] of gokgerelateerde stoornissen [49]. Factoranalyses wezen uit dat het GAS eendimensionaal was [44, 50]. In vergelijking met andere schalen heeft het GAS een betere dekking van de IGD-criteria in de DSM-5 [35] (zie ook tabel 1).
Verrassend genoeg werden de psychometrische kenmerken van de schaal niet gerapporteerd bij jonge volwassenen, ondanks de ruime verspreiding van spellen in die populatie [16], met name bij jonge mannen [25].
Het belangrijkste doel van deze studie was om de psychometrische eigenschappen van het 7-artikel GAS bij jongvolwassen mannen te onderzoeken. Een secundair doel van de studie was om een cross-validatie uit te voeren van twee steekproeven uit verschillende linguïstische regio's in Zwitserland-Frans- en Duitstalig-en om de onveranderlijkheid of de equivalentie-eigenschap van het GAS over deze twee taalgroepen te beoordelen.
Methoden
Deelnemers en procedure
De gegevens die in dit onderzoek zijn gebruikt, zijn afkomstig van een longitudinaal onderzoek om het gebruik van stoffen en gokken bij jonge Zwitserse mannen te beoordelen: de Cohort-studie over risicofactoren voor stoffengebruik (C-SURF).
Het onderhavige onderzoek, uitgegeven door het C-SURF-onderzoeksprotocol nummer 15 / 07, werd goedgekeurd door de Ethics Committee for Clinical Research van de Lausanne University Medical School.
Alle deelnemers gaven hun schriftelijke toestemming om deel te nemen aan het onderzoek.
De deelnemers werden tussen augustus 2010 en november 2011 gerekruteerd in drie van de zes nationale rekruteringscentra voor het leger. Een van de centra bevindt zich in Lausanne (Franstalig gebied) en de andere twee in Windisch en Mels (Duitstalig gebied). De rekruteringscentra bestrijken alle Zwitserse Franstalige kantons en 21 van de 26 kantons in Zwitserland. In Zwitserland is de dienstplicht verplicht en dus kwamen vrijwel alle jonge mannen van de corresponderende kantons van ongeveer 20 jaar in aanmerking voor deelname aan het C-SURF-onderzoek.
Tijdens de rekruteringsperiode van het onderzoek meldden zich 15,074 mannen bij de rekruteringscentra. Van deze potentiële deelnemers werden 1,829 (12.1%) nooit geïnformeerd over C-SURF (korte ziekte op het tijdstip van afspraak, niet geïnformeerd over het onderzoek door de militaire staf), of werden willekeurig geselecteerd in een ander lopend onderzoek, CH-X genaamd [51]. CH-X is een herhaalde cross-sectionele enquête, die een vast en verplicht schema van 90 minuten heeft binnen de wervingsprocedures. Vandaar dat de algemene deelname aan CH-X niet interfereerde met onze inschrijvingsprocedures, die plaatsvonden vóór de start van de legerprocedures. In enkele gevallen waren de deelnemers echter al weggegaan om CH-X-vragenlijsten in te vullen voordat we hen konden informeren over ons onderzoek. Omdat we hebben beloofd ons niet te mengen in de procedures van het leger, hebben we met een aantal van hen geen contact kunnen opnemen. Voor zover wij weten, kunnen we geen systematische vooroordelen zien die deze weinige niet-gecontacteerde mensen als gevolg van CH-X-vereisten hebben veroorzaakt. Deze mannen rapporteerden niet aan de onderzoeksstaf en konden niet worden opgenomen. Van de 13,245 (87.9%) mannen die over het onderzoek waren geïnformeerd, gaven 7,563 (57.1%) hun schriftelijke toestemming voor deelname. Helaas hebben we geen informatie over de motieven om niet in te stemmen. Een reden kan zijn dat het tekenen van een soort contract voor een langdurige studie (C-SURF is gepland voor een periode van 10 jaar) sommige individuen kan afschrikken. Een vergelijking van instemmende en niet-instemmende [52] lieten zien dat mensen die geen toestemming gaven vaker middelengebruikers waren dan mensen die geen toestemming gaven, maar dat de verschillen vaak niet significant waren en soms in tegengestelde richting (bv. toestemmers waren vaker alcoholgebruikers dan niet-toestemmers). Wervingscentra werden alleen gebruikt om deelnemers in te schrijven; Er werden vragenlijsten naar privé-adressen gestuurd en de vertrouwelijkheid werd verzekerd, vooral met betrekking tot het leger. In totaal vulden 5,990 (79.2%) deelnemers de basisvragenlijst in. Van dit aantal waren 3,320 Franstalig en 2,670 Duitstalig.
Instrumenten
Game verslaving schaal (GAS)
De Engelse versie van de schaal werd vertaald en terug vertaald naar het Frans en het Duits. Een inleidende verklaring voor de schaal items duidelijk gericht deelnemers om te beantwoorden met betrekking tot hun gebruik van het spel: "Nu zijn we geïnteresseerd om te weten hoeveel tijd je hebt besteed aan games. Dit omvat cybergames op internet of games op een console "(extra bestand 1).
In overeenstemming met de hypothese van Lemmens et al. [44], degenen die "soms" of meer scoorden op alle zeven items werden gedefinieerd als monothetische gamers ("pathologisch gamen"), en degenen die "soms" of meer scoorden op minstens de helft van de items (vier tot zes van zeven items) werden gedefinieerd als polythetische gamers (overmatig gamen).
Hoge betrouwbaarheden voor de schaalverslavingschaal met Cronbach alpha van .82 naar .87 werden gerapporteerd in de oorspronkelijke validatiestudie [44].
Grote depressie-inventaris (MDI)
De MDI werd gebruikt om het niveau van depressie in de afgelopen twee weken te bepalen [53, 54]. Het is een vragenlijst voor zelfrapportage. Een zespuntsschaal van "never" (0) tot "de hele tijd" (5) werd gebruikt en een totale score werd berekend. De MDI kan ook worden gebruikt als een diagnostisch instrument met algoritmen die leiden tot de DSM-IV of de internationale classificatie van psychische en gedragsstoornissen (ICD-10) categorieën van geen depressie, lichte tot matige depressie en ernstige depressie.
Eerdere studies over de inventarisatie van de ernstige depressie wijzen uit dat MDI een goede betrouwbaarheid en interne consistentie (Cronbach's alpha-coëfficiënt: tot 0.94) evenals een goede gevoeligheid, specificiteit en validiteit als een unidimentionele ernstschaal voor depressie heeft met adequate cut-off scores [53, 55, 56].
Korte sensatie zoekende schaal (BSSS)
De BSSS [57] is een schaal van acht items, elk item gescoord op een vijfpuntsschaal van "helemaal niet mee eens" (1) tot "zeer mee eens" (5). De BSSS omvat de volgende dimensies: avontuur, verveling, ontremming en zoeken naar ervaringen. De totale score was eerder geassocieerd met een risico op drugsgebruik in een steekproef van adolescenten [57].
Adequate interne consistentie van de BSSS was eerder gemeld (Cronbach's alpha coefficient: 0.74) [57].
De persoonlijkheidsvragenlijst van Zuckerman-Kuhlman (ZKPQ-50-cc)
De ZKPQ-50-cc beoordeelt verschillende aspecten van persoonlijkheid [58]. Drie subschalen, elk bestaande uit 10-items, werden gebruikt om neuroticisme / angst, gezelligheid en agressie / vijandigheid te beoordelen. De deelnemers gaven aan of ze het eens of oneens waren met elke stelling. Voor elke subschaal werd een gemiddelde score berekend. Andere studies hebben een bijdrage aangetoond van neuroticisme / angst en agressie / vijandigheid tegen internetverslaving [59]. De ZKPQ-50-cc vertoonde bevredigende psychometrische en interculturele eigenschappen, waaronder voldoende betrouwbaarheid over subschalen en landen (Cronbach's alpha-coëfficiënt tot 0.70) [58].
Vragenlijsten over middelengebruik
Alcoholgebruik werd beoordeeld in een 12-maand tijdsbestek (Tabel 2). Dienovereenkomstig werd de frequentie van binge-drinken (zes standaarddranken of meer bij één gelegenheid) en van drinkdagen gedurende de week (maandag tot donderdag) berekend. De leeftijd waarop de dronkenschap begon (eerste aflevering van dronkenschap) werd ook beoordeeld volgens het European School Survey Project on Alcohol and Other Drugs [60]. Cannabisgebruik werd beoordeeld door te vragen naar het volgende: de leeftijd waarop het cannabisgebruik begon, de leeftijd van de eerste "high" van cannabis en het gebruik van cannabis en de frequentie van het gebruik in de afgelopen 12 maanden.
statistische analyse
In deze studie hebben we SPSS 18.0 en AMOS 19.0 (Analysis of Moment Structures; SPSS Inc., Chicago, IL) softwareprogramma's gebruikt. Eerst werden beschrijvende statistieken berekend voor de kenmerken van de deelnemers. Interne consistentie, dat wil zeggen de mate waarin de GAS-items met elkaar in verband stonden, werd vervolgens gemeten met behulp van de coëfficiënt van Cronbach. Streiner and Norman [61] suggereert dat alfa hoger is dan 0.70, maar niet veel hoger dan 0.90.
Vervolgens werden verkennende factoranalyses (EFA's) gebruikt om de factorstabiliteit van de schaal te beoordelen, zoals gevalideerd door Lemmens en al [44]. Het aantal factoren werd geëxtraheerd met de minimale gemiddelde gedeeltelijke (MAP) -test van Velicer uitgevoerd op de correlatiematrix [62]. Dit aantal werd vervolgens bevestigd door middel van parallelle analyses. In parallelle analyses ligt de focus op het aantal componenten dat meer variantie vertegenwoordigt dan de componenten die zijn afgeleid van willekeurige gegevens, terwijl in de MAP-test de nadruk ligt op de relatieve hoeveelheden van systematische en niet-systatische variantie die overblijven in een correlatiematrix na extracties van een toenemend aantal componenten [63].
Hoewel EFA meer geschikt is voor nieuw ontworpen vragenlijsten, is het niet ongebruikelijk om deze ook te gebruiken in een verlengingsproces wanneer gegevens worden verzameld van een andere steekproef of een andere populatie. Het gebruik van EFA was hier om de stabiliteit van de factoren in de twee taalgebieden te evalueren, omdat dit een basisvoorwaarde is voor verder onderzoek naar de gelijkwaardigheid van het hulpmiddel tussen de verschillende subgroepen.
Voor de bepaling van multigroup-invariantie gebruikten we de procedure beschreven in de structurele-vergelijkingsmodellering (SEM) volgens het werk van Jöreskog [64]. Bij het testen op groepsequivalentie is het gebruikelijk om modellen voor confirmatieve factoranalyse (CFA) te gebruiken, een methode uit de algemene klasse van SEM. Afhankelijk van de onderzoeksvraag kan het zoeken naar groepsequivalentie een reeks tests impliceren die worden uitgevoerd in de volgende beperkende volgorde: configuratie-equivalentie, equivalentie van de meting en structurele equivalentie. Configuratie-invariantie-testen richten zich op de mate waarin het aantal factoren en patronen van hun structuur vergelijkbaar zijn tussen groepen. Vermeldenswaardig is echter dat voor elke groep apart een geschikt basislijnmodel moet worden bepaald, waarna het configuratiemodel wordt afgeleid. Anderzijds, in het testen van metingen en structurele invariantie, richt de interesse zich meer specifiek op de mate waarin parameters in de meet- en structuurcomponenten van het model equivalent zijn over de groepen [65, 66]. Aangezien onze onderzoeksvragen betrekking hebben op metingsequivalentie tussen groepen, concentreren de statistische analyses zich op de configuratie-invariantie en invariantie van factorbelastingen over de twee taalgebieden.
Evaluatie van de pasvorm van het model
Goodness of fit van de modellen wordt onderzocht via verschillende indices, zoals hieronder beschreven [67].
- De χ2 tot vrijheidsgradenverhouding (χ2/ Df). Verschillende onderzoekers hebben het gebruik van deze ratio aanbevolen als een maatstaf om de problemen in verband met de χ2 test statistiek. Deze problemen omvatten onder meer schending van aannames, modelcomplexiteit en afhankelijkheid van steekproefomvang. Ratio's zo laag als 2 lijken een redelijke passing aan te geven.
- De comparative fit-index (CFI). De CFI varieert van 0 tot 1, met hogere waarden die een betere pasvorm aangeven. Een vuistregel is dat waarden groter dan 0.95 kunnen worden geïnterpreteerd als een goede fit, terwijl waarden tussen 0.90 en 0.95 indicatief zijn voor een acceptabele fit ten opzichte van het onafhankelijkheidsmodel.
- De wortel gemiddelde kwadratische fout van benadering (RMSEA). Dit is een maat voor de geschatte fit in de populatie en houdt daarom verband met de discrepantie als gevolg van benadering. De RMSEA is begrensd onder 0. RMSEA-waarden kleiner dan of gelijk aan 0.05 kunnen worden beschouwd als een goede fit, tussen 0.05 en 0.08 als een acceptabele fit en groter dan 0.8 als een middelmatige fit, terwijl waarden> 0.10 niet acceptabel zijn.
Veranderingen in good-of-fit-statistieken werden ook onderzocht om verschillen in de verschillende modellen te detecteren. Een aanzienlijk verschil in χ2 waarden tussen geneste modellen betekent dat alle gelijkheidsbeperkingen niet over de groepen heen gelden.
Grafische weergave van de GAS-items gemeten op een ordinale schaal toont aan dat normaliteitsveronderstelling niet houdbaar is. Als een consequentie is asymptotisch distributievrije schatting in plaats van maximale likelihoodschatting een goede strategie om niet-normaal verdeelde gegevens in SEM-analyses te huisvesten.
Ten slotte werd de gelijktijdige validiteit onderzocht door de totale GAS-score te correleren met de scores van de MDI [53]; de BSSS [57]; en de subschalen Neuroticism-Angst, Sociabiliteit en Agressie-Vijandigheid van de ZKPQ-50-cc [58]. We onderzochten ook de sterkte van de associatie van de schaal met andere maatregelen met betrekking tot alcohol- en cannabisgebruik. Volgens de vuistregel van Cohen is elke correlatie groter dan 0.5 groot, van 0.5-0.3 is matig, van 03-0.1 is klein en minder dan 0.1 is triviaal [68].
Ontbrekende waarden
GAS-ontbrekende waarden werden afgehandeld met de hot deck-imputatiemethode, waarbij elke ontbrekende waarde wordt vervangen door een waargenomen reactie van een vergelijkbare eenheid met betrekking tot de kenmerken die in beide gevallen zijn waargenomen [69]. In onze studie is de BSSS gekozen als de "dekvariabele", omdat deze weinig tot geen ontbrekende gegevens bevat [70]. We gebruikten een hot-deck imputatie-macro voor SPSS-gebruikers door T. van der Weegen, die kan worden gedownload van de volgende website: http://www.spsstools.net/SampleSyntax.htm.
Omvang van de steekproef
De grootte van de steekproef speelt een belangrijke rol bij het verstrekken van onbevooroordeelde parameterschattingen en nauwkeurige modelaanpassingsinformatie. Bentler en Chou volgen [71], die ten minste een 5: 1-verhouding van onderwerpen tot variabelen voor normale en elliptische verdelingen aanbeveelt, er lijkt een algemene consensus onder onderzoekers te bestaan voor de toepassing van deze ratio. Voor categorische of niet-normaal verdeelde variabelen, zoals hier het geval is, zijn grotere steekproeven vereist dan voor continue of normaal verdeelde variabelen. Een verhouding van ten minste 10-onderwerpen per variabele voor dit type distributie wordt aanbevolen [72]. Het monster in de huidige studie voldoet aan deze vereiste.
Resultaten
Van de oorspronkelijke 5,990 waarnemingen die aanvankelijk werden geregistreerd, ontbraken GAS-gegevens voor 42 deelnemers (0.7%). Het gebruik van hot deck-imputatie heeft met succes gegevens geïmputeerd voor 35 van hen, waardoor er nog steeds 7 zaken onvolledig zijn. Een uiteindelijke steekproefomvang van 5,983 respondenten (3,318, Franstalig en 2,665 Duitstalig) werd vervolgens geanalyseerd. De gemiddelde leeftijd van de deelnemers was 20.0 jaar (SD = 1.2). Van deze laatste steekproef werd 10.6% van de Franse en 8.1% van de Duitse respondenten geclassificeerd als polythetische gebruikers, terwijl 2.3% van de respondenten in elke groep werd geclassificeerd als monothetische gebruikers. De kenmerken van elk taalgebied worden vermeld in de tabel 2.
Franstalige gemeenschap
De interne consistentie van het GAS was goed, zoals weerspiegeld door de Cronbach-coëfficiënt van 0.86. EFA door de MAP-test van Velicer stelde een eenfactorige oplossing voor. Deze bevinding werd met succes bevestigd door parallelle analyse. Dit één-factormodel werd vervolgens geëvalueerd in CFA met AMOS. Geleid door modificatie-indices en ongewone gestandaardiseerde residuen die de correlatie van zes foutvarianties suggereerden, hebben we een goed uitgerust model opgesteld dat een goede fit vertoont ten opzichte van het onafhankelijkheidsmodel (χ2/ df = 2.6, CFI = 0.99, RMSEA = 0.02).
Duitstalige gemeenschap
De interne consistentie van de schaal was bevredigend (Cronbach α = 0.85). Een één-factor oplossing werd ook gevonden in EFA door Velicer's MAP en werd bevestigd door middel van parallelle analyse. Hetzelfde padmodel dat werd gebruikt om de Franstalige groep te evalueren, werd toegepast op de Duitstalige groep. Dit model presteerde slechter maar gaf toch acceptabele goedheid-van-fit-waarden (χ2/ df = 5.9, CFI = 0.94, RMSEA = 0.04).
Multigroup-analyse
Testen op configuratie-equivalentie
Nadat we voor elke groep afzonderlijk een goed passend model hadden bepaald, testten we configuratie-equivalentie waarbij dezelfde parameters opnieuw werden geschat in een multigroepsmodel. Met andere woorden, parameters werden voor beide groepen op hetzelfde moment geschat. Resultaten gerelateerd aan dit multigroupmodel onthulden een χ2 waarde van 91.53 met 17 vrijheidsgraden. De CFI- en RMSEA-waarden waren respectievelijk 0.97 en 0.02, die een acceptabele pasvorm verschaften. Deze waarden zijn de basiswaarden waartegen alle volgende testen voor de invariantie werden vergeleken.
Testen op equivalentie van factoring
Een model met alle belastingen (factorbelastingen per groep worden weergegeven in de tabel 3) beperkt om gelijk te zijn over groepen heen. Goodness-of-fit-statistieken met betrekking tot dit beperkte model met twee groepen worden gepresenteerd in de tabel 4 (tweede invoer). Bij het testen van de invariantie van dit beperkte model hebben we het vergeleken χ2 waarde van 114.59 met 23 vrijheidsgraden met die voor het model zonder beperkingen (χ2(17) = 91.53). Deze vergelijking leverde een χ2 verschil (Δχ2) van 23.06 met 6 vrijheidsgraden, wat statistisch significant is (p = 0.001). Daarom werden de gelijkheidsbeperkingen voor alle factorladingen verworpen. Gezien de afwijzing van volledige factoriële invariantie, gingen we verder om te controleren welke factoren anders waren geladen. Omdat factorbeladingsparameters onveranderlijk bleken te zijn tussen groepen, werden hun gespecificeerde gelijkheidsbeperkingen cumulatief gehandhaafd gedurende de rest van het invariantietestproces [73]. Ten eerste leverden beperkende factorbelastingen van het tolerantie-item gelijk over groepen, wat niet-significante resultaten opleverde, wat suggereert dat ze gelijk zijn. Voor identificatiedoeleinden was het laden voor het item Salience al beperkt om de waarde van 1 in beide groepen te nemen. Door vervolgens deze gelijkheidsbeperking in stand te houden en de gelijkheidsbeperking voor Stemmingswijziging toe te voegen, resulteerde dit nog steeds in niet-significant χ2 waarden. Dit ging zo door tot we Onttrek bereikten, waar significant χ2 resultaten suggereerden niet-gelijkheid tussen de twee groepen. Tests werden herhaald voor conflict en problemen, die wederom niet significant waren. De gedetailleerde procedure wordt getoond in de tabel 4. Alle geobserveerde maatregelen, behalve de terugtrekking, bleken op dezelfde manier te werken voor beide taalgebieden.
Correlatieanalyse in de Franstalige gemeenschap
Correlatieanalyse werd gebruikt om de gelijktijdige validiteit tussen GAS en andere vergelijkbare constructen te onderzoeken. Zoals weergegeven in de tabel 5, de associatie van GAS met de totale score van MDI en met de subschaal ZXPQ-50-cc Angst was klein (respectievelijk ρ = 0.27 en ρ = 0.24) en de associatie van GAS met de subschaal ZKPQ-50-cc Sociability was klein en negatief (ρ = -0.20). De correlaties met de andere beoordelingsmaatregelen werden als triviaal beschouwd.
Correlatieanalyse in de Duitstalige gemeenschap
Zoals weergegeven in de tabel 6, de associatie van GAS met MDI en met de ZKPQ-50-cc Angst-subschaal was klein (ρ = 0.24 en ρ = 0.23). Deze associatie was kleiner met de subschaal ZKPQ-50-cc Aggressivity (ρ = 0.15) en de subschaal Sociability (ρ = - 0.10).
Discussie
De huidige studie is de eerste die naar ons weten de psychometrische kenmerken van het 7-artikel GAS onder representatieve monsters van Frans- en Duitstalige volwassen mannen beoordeelt.
De belangrijkste bevinding is dat het één-factor model van het 7-artikel GAS goede psychometrische eigenschappen heeft en goed bij de gegevens past in beide monsters. De resultaten zijn in overeenstemming met een aantal eerdere bevindingen [44, 50] en sta hun uitbreiding toe aan volwassenen. [74, 75].
Bovendien bleken alle geobserveerde maatregelen, behalve de terugtrekking, equivalent te werken voor beide taalgebieden. Dit draagt bij aan de cross-linguïstische validiteit van de schaal. De zwakte in verband met het item Intrekking gerelateerd kan te wijten zijn aan een gebrek aan nauwkeurigheid van dit concept bij toepassing op [36]. Het kan ook wijzen op verschillen tussen groepen in het onderliggende construct. Deze hypothese houdt echter niet op omdat deze verschillen niet worden weerspiegeld in de omvang van de factorbelastingen, waarvan de waarden vergelijkbaar zijn (0.65 versus 0.71). Verschillen tussen de Franse en de Duitse vertaling van dit verwante item kunnen dit verschil verklaren. Nadat we dit echter opnieuw hebben besproken met tweetalige personen, kunnen we geen grote verschillen vinden in de betekenis van de gebruikte woorden. Hoewel dit het grootste verschil in factorbelastingen is, blijft het marginaal in vergelijking met de andere (0.06 in absolute waarde). Vandaar dat de enige plausibele verklaring is dat de statistische significantie van de χ2 de waargenomen statistieken worden naar alle waarschijnlijkheid veroorzaakt door de grote steekproefomvang van bijna 6,000-individuen.
In overeenstemming met talrijke studies over spel en internetgebruik [19, 21, 76], werd een verband gevonden tussen depressieve symptomen en GAS-scores. Bovendien werd een kleine associatie gevonden tussen GAS-scores en zowel de dimensie Neuroticism-Anxiety als de subschaal Aggression-Hostility van de ZKPQ-50-cc. Deze associaties komen overeen met bevindingen met betrekking tot verslavingen die verband houden met verslavende middelen [77, 78] en in overeenstemming zijn met andere studies met betrekking tot internet- of game-verslaving [59, 79]. Bovendien, zoals in andere studies [79], werd een negatieve associatie gevonden met de sociability subschaal. Dit lijkt in overeenstemming te zijn met de bevindingen van andere onderzoeken die een verband aantoonden tussen eenzaamheid en lage sociale competentie met gameverslaving [25, 80].
De huidige studie liet geen verband zien tussen GAS-scores en sensatiezoekende. Deze bevinding is in tegenspraak met die van andere studies [81]. Sommige onderzoekers hebben aangetoond dat sensatie zoeken gerelateerd is aan extraversie [58]. Games- en internetverslavingen lijken echter meer gekoppeld te zijn aan introversie dan aan extraversie [82], en het is dus aannemelijk dat sensation seeking hier niet geassocieerd is met de GAS-scores. Evenzo, in tegenstelling tot de bevindingen van een aantal eerdere studies [19, 26, 32, 83], liet de huidige studie geen verband zien met alcohol- of cannabisgebruik. Deze associaties werden mogelijk gemedieerd door de specifieke online activiteit waaraan de voorkeur wordt gegeven en kunnen van activiteit tot activiteit verschillen [84].
Met in totaal 2.3% van de deelnemers geclassificeerd als monothetische gebruikers en nog eens 9.5% geclassificeerd als polythetische gebruikers (excessieve gebruikers), zijn de prevalentiepercentages in deze studie vergelijkbaar met die in de initiële GAS-studie [44] en in een aantal andere Zwitserse en Europese studies [85-89]. Iets lager [90, 91] of hogere prevalentiecijfers [12, 92] werden echter in andere onderzoeken gemeld. De verschillen zijn waarschijnlijk een gevolg van verschillen in beoordelingstools, bestudeerde populatie, gebruik van polythetische classificatie en voorgestelde afkapwaarden [12].
De studie heeft een aantal sterke punten, zoals de werving van een representatief staal jonge mannen en een hoge respons. Dit is een mogelijk voordeel met het oog op de zelfasselectiebias zoals beschreven in online studies op basis van rekrutering [93]. Een andere belangrijke kracht is de opname van twee verschillende en grote taalkundige voorbeelden. Een van de zwakke punten van de studie is een gebrek aan vrouwen in de huidige monsters en een gebrek aan gelijktijdige evaluatie van de specifieke spelactiviteiten van de deelnemers. Verdere studies van het GAS kunnen nodig zijn om verschillende spellen en ander internetgerelateerd gedrag te beoordelen.
Conclusie
Het 7-artikel GAS lijkt een interessant beoordelingsinstrument te zijn. Deze schaal, eerder gebruikt voor adolescente monsters, lijkt geschikt voor monsters voor volwassenen en heeft goede psychometrische eigenschappen in de Franse en Duitse versies.
Goedkeuring van ethiek en toestemming om deel te nemen
Het onderhavige onderzoek, afkomstig van het C-SURF-onderzoeksprotocol nummer 15/07, werd goedgekeurd door de Ethische Commissie voor Klinisch Onderzoek van de Lausanne University Medical School. Alle deelnemers gaven hun schriftelijke geïnformeerde toestemming om aan het onderzoek deel te nemen.
Toestemming voor publicatie
Niet toepasbaar.
Beschikbaarheid van gegevens en materialen
Verkrijgbaar op aanvraag aan de laatste auteur Gerhard Gmel: [e-mail beveiligd].
Danksagung
Naar de financieringsbron.
Financiering
Financiering voor deze studie werd verstrekt door de Zwitserse National Science Foundation (FN 33CSC0-122679 en FN 33CS30-139467).
Afkortingen
| BSS | korte sensatie op zoek naar schaal |
| CFA | bevestigende factoranalyse |
| CFI | vergelijkende fit-index |
| C-SURF | cohortonderzoek naar risicofactoren voor gebruiksgebruik |
| DSM-IV | diagnostisch statistisch handboek voor psychische stoornissen, vierde editie |
| EFA's | verkennende factoranalyses |
| GAS | gameverslaving schaal |
| ICD-10 | internationale classificatie van mentale en gedragsstoornissen |
| MAP | de minimale gemiddelde gedeeltelijke test van velicer |
| MDI | grote depressie-inventaris |
| RMSEA | root mean square error of approximation |
| SEM | structurele vergelijking modellering |
| ZKPQ-50-cc | Zuckerman-Kuhlman persoonlijkheidsvragenlijst |
voetnoten
Tegenstrijdige belangen
De auteurs verklaren dat ze geen concurrerende belangen hebben.
Bijdragen van auteurs
GG organiseerde het oorspronkelijke onderzoek en leverde substantiële bijdragen aan conceptie en ontwerp en data-acquisitie, YK, GG en DZ in het ontwerp van het huidige artikel en leverde een substantiële bijdrage aan de conceptie van het onderzoek. YK heeft het manuscript opgesteld. AC voerde de statistische analyse uit en stelde het manuscript op. GG, SR, DZ, SA en GT hebben bijgedragen aan het opstellen van het manuscript. GG, SR, DZ, SA en GT zijn betrokken geweest bij het kritisch herzien van het manuscript op belangrijke intellectuele tevredenheid. Alle auteurs waren betrokken bij de interpretatie van gegevens, het opstellen en herzien van het artikel. Alle auteurs hebben het laatste manuscript gelezen en goedgekeurd.
Referenties
;
