Psiquiatria BMC. 2016; 16: 132.
Publicado on-line 2016 May 10. doi: 10.1186/s12888-016-0836-3
PMCID: PMC4862221
Sumário
BACKGROUND
A escala do Addiction do jogo do 7-item (GAS) é usada para selecionar o uso aditivo do jogo. Tanto a validação cross-linguística cruzada e validação em francês e alemão é necessária em amostras de adultos. O objetivo do estudo é avaliar a estrutura fatorial das versões francesa e alemã do GAS entre adultos.
De Depósito
Duas amostras de homens franceses (N = 3318) e alemão (N = 2665) áreas linguísticas da Suíça foram avaliadas com o GAS, o Major Depression Inventory (MDI), a Escala de Busca de Sensações Breves e o Questionário de Personalidade Zuckerman-Kuhlman (ZKPQ-50-cc). Eles também foram avaliados quanto ao uso de cannabis e álcool.
Resultados
A consistência interna da escala foi satisfatória (Cronbach α = 0.85). Uma solução de um fator foi encontrada em ambas as amostras. Associações pequenas e positivas foram encontradas entre os escores GAS e o MDI, assim como as subescalas Neuroticism-Anxiety e Agrgression-Hostility do ZKPQ-50-cc. Uma pequena associação negativa foi encontrada com a subescala ZKPQ-50-cc Sociability.
Conclusão
O GAS, em suas versões francesa e alemã, é apropriado para a avaliação do vício em jogos entre adultos.
Material suplementar eletrônico
A versão online deste artigo (doi: 10.1186 / 12888-016-0836-3) contém material suplementar, que está disponível para usuários autorizados.
BACKGROUND
A expansão da Internet vem com inúmeros benefícios, incluindo seu uso para fins comerciais, sociais, psicológicos, acadêmicos e médicos [1-9]. Preocupações sérias foram levantadas, no entanto, relacionadas a possíveis vícios em jogos de Internet e Internet [10-15]. Em particular, os jogos on-line receberam atenção por seus possíveis links para padrões de uso viciantes em um subconjunto de usuários [16-18]. Diversos estudos relataram associações importantes entre vícios na Internet ou jogos e construções ou distúrbios psiquiátricos [19], como depressão [20-22], transtornos de ansiedade [22, 23], transtorno de déficit de atenção [21, 24], solidão [25-27], introversão, neuroticismo, impulsividade [17, 18, 26, 28-31] e transtornos por abuso de substâncias [32]. O uso excessivo da Internet também foi associado a problemas familiares e sociais [33, 34].
Desordem de jogos na Internet ”(IGD) [35] foi introduzido na seção 3 do DSM-5 como uma condição que justifica mais pesquisa clínica e experiência antes que possa ser considerado para inclusão como um distúrbio formal. O DSM-5 sugere que o IGD pode referir-se ao uso persistente e recorrente de jogos na Internet associados com aflição ou prejuízo num período mínimo de 12 meses.
Foi comumente relatado que os sintomas do Internet Gaming Disorder incluem preocupação persistente com o Internet Gaming, dificuldade de controlar ou reduzir o tempo gasto em jogos, consequências negativas da perda de controle (enganar os outros, conflitos, isolamento social e fadiga, perda de relacionamento ou oportunidades). ), perda de interesse em outras atividades, uso do jogo pela Internet para escapar ou aliviar um humor disfórico, abstinência e tolerância [36-38].
Desde o surgimento do conceito de vício em Internet [39] e Internet Gaming Disorder, uma série de medidas psicométricas foram desenvolvidas [37, 39-43]. O Item 7 Game Addiction Scale (GAS) é uma dessas medidas curtas. Essa escala foi especificamente desenvolvida por Lemmens et al. avaliar o jogo entre adolescentes [44] e foi conceitualmente baseado nos critérios para o jogo patológico na quarta edição do DSM (DSM-IV). Cada item no GAS é precedido pela declaração “Durante os últimos seis meses, com que frequência…” e é pontuado em uma escala Likert de ponto 5 (1 = nunca, 2 = raramente, 3 = às vezes, 4 = frequentemente e 5 = muito frequentemente). Lemmens et al. [44] sugeriu dois formatos para a avaliação da presença do vício em jogos: um formato monotético (todos os itens com pontuação acima de 3) e um formato politético (pelo menos metade dos itens que marcam 3 ou acima). Ele formulou a hipótese de que o formato monotético levaria a uma melhor estimativa da prevalência de dependência do que o formato polietético [44].
Boas correlações foram encontradas entre os escores GAS e o tempo semanal gasto em jogos. Os escores foram, além disso, correlacionados com um número de construtos previamente associados com vícios de jogo, tais como menor satisfação com a vida, menor competência social, maior solidão e maior agressão [44]. Escores mais elevados de GAS foram associados a viés de atenção e mais erros na inibição de resposta relacionados a dicas de jogo [45]. As descobertas estão de acordo com numerosos estudos que ligam a impulsividade e a reatividade específica à sugestão com outros comportamentos aditivos.46-48], Vício em internet [17, 29] ou distúrbios relacionados com jogos de azar [49]. Análises fatoriais indicaram que o GAS era unidimensional [44, 50]. Em comparação com outras escalas, o GAS tem uma melhor cobertura dos critérios IGD no DSM-5 [35] (ver também Tabela 1).
Surpreendentemente, as características psicométricas da escala não foram relatadas entre os adultos jovens, apesar da ampla disseminação de jogos nessa população [16], particularmente entre os jovens do sexo masculino [25].
O principal objetivo do presente estudo foi investigar as propriedades psicométricas do item 7 GAS em jovens adultos do sexo masculino. Um objetivo secundário do estudo era realizar uma validação cruzada de duas amostras de diferentes regiões lingüísticas na Suíça - em francês e alemão - e avaliar a invariância ou a propriedade de equivalência do GAS entre esses dois grupos lingüísticos.
De Depósito
Participantes e procedimento
Os dados utilizados neste estudo originaram-se de um estudo longitudinal projetado para avaliar o uso de substâncias e jogos entre jovens suíços: o Estudo de Coorte sobre Fatores de Risco do Uso de Substâncias (C-SURF).
O estudo em questão, emitido a partir do protocolo de pesquisa do C-SURF, 15 / 07, foi aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa Clínica da Faculdade de Medicina da Universidade de Lausanne.
Todos os participantes deram seu consentimento informado por escrito para participar do estudo.
Os participantes foram recrutados entre agosto de 2010 e novembro de 2011 em três dos seis centros de recrutamento do exército nacional. Um dos centros está localizado em Lausanne (área de língua francesa) e os outros dois em Windisch e Mels (área de língua alemã). Os centros de recrutamento cobrem todos os cantões suíços de língua francesa e 21 dos 26 cantões da Suíça. O alistamento militar é obrigatório na Suíça e, portanto, praticamente todos os jovens dos cantões correspondentes com cerca de 20 anos de idade eram elegíveis para participar do estudo C-SURF.
Durante o período de recrutamento do estudo, 15,074 homens reportaram aos centros de recrutamento. Desses participantes potenciais, 1,829 (12.1%) nunca foram informados sobre o C-SURF (doença breve na hora da consulta, não informado sobre o estudo pelo corpo militar), ou foram selecionados aleatoriamente para outro estudo em andamento, denominado CH-X [51] CH-X é um inquérito transversal repetido, que tem um calendário fixo e obrigatório de 90 minutos dentro dos procedimentos de recrutamento. Portanto, comumente a participação no CH-X não interferia em nossos procedimentos de inscrição, que ocorriam antes do início dos procedimentos do exército. No entanto, em alguns casos, os participantes já tinham ido preencher os questionários CH-X antes que pudéssemos informá-los sobre nosso estudo. Como prometemos não interferir nos procedimentos do exército, não conseguimos contatar alguns deles. Até onde sabemos, não podemos ver nenhum preconceito sistemático que essas poucas pessoas não contatadas devido aos requisitos do CH-X possam ter causado. Esses homens não se reportaram à equipe de pesquisa e não puderam ser incluídos. Dos 13,245 (87.9%) homens informados sobre o estudo, 7,563 (57.1%) consentiram por escrito. Infelizmente, não temos informações sobre os motivos do não consentimento. Um dos motivos pode ser que a assinatura de uma espécie de contrato de estudo de longa duração (o C-SURF está previsto para um período de 10 anos) pode desencorajar alguns indivíduos. Uma comparação de consententes e não consententes [52] revelou que os que não consentiram eram mais usuários de substâncias do que os que consentiam, mas as diferenças eram frequentemente insignificantes e, às vezes, em direções opostas (por exemplo, os que consentiam eram mais usuários de álcool do que os não consententes). Os centros de recrutamento eram usados apenas para inscrever participantes; os questionários foram enviados para endereços privados e o sigilo foi garantido, principalmente no que se refere ao exército. Um total final de 5,990 (79.2%) participantes completaram o questionário da linha de base. Desse número, 3,320 eram de língua francesa e 2,670 de língua alemã.
Instrumentos
Escala de dependência de jogo (GAS)
A versão em inglês da escala foi traduzida e retraduzida para francês e alemão. Uma declaração introdutória para os itens da escala claramente direcionava os participantes a responder em relação ao uso do jogo: “Agora estamos interessados em saber quanto tempo você gastou em jogos. Isto inclui cybergames na internet ou jogos em um console ”(arquivo adicional 1).
De acordo com a hipótese de Lemmens et al. [44], aqueles que pontuaram “às vezes” ou mais em todos os sete itens foram definidos como jogadores monotéticos (“jogo patológico”) e aqueles que pontuaram “às vezes” ou mais em pelo menos metade dos itens (quatro a seis de sete itens) foram definidos como jogadores politéticos (jogo excessivo).
Confiabilidade alta para a escala de dependência de jogo com Alpha de Cronbach de .82 para .87 foi relatada no estudo de validação original [44].
Inventário de depressão maior (MDI)
O MDI foi usado para determinar o nível de depressão nas duas últimas semanas [53, 54]. É um questionário de humor de auto-relato. Uma escala de seis pontos de “nunca” (0) a “todo o tempo” (5) foi usada, e uma pontuação total foi computada. O MDI também pode ser usado como um instrumento de diagnóstico com algoritmos que levam ao DSM-IV ou às categorias da Classificação Internacional de Transtornos Mentais e Comportamentais (CID-10) de não depressão, depressão leve a moderada e depressão grave.
Estudos anteriores sobre o Inventário de Depressão Maior indicam que o MDI tem boa confiabilidade e consistência interna (coeficiente alfa de Cronbach: até 0.94) bem como boa sensibilidade, especificidade e validade como uma escala de severidade de depressão unidimensional com escores de corte adequados [53, 55, 56].
Escala de busca por sensação breve (BSSS)
O BSSS [57] é uma escala de oito itens, cada item pontuado em uma escala de cinco pontos, de “discordo totalmente” (1) a “concordo totalmente” (5). O BSSS envolve as seguintes dimensões: aventura, tédio, desinibição e busca de experiência. O escore total foi previamente associado ao risco de uso de drogas em uma amostra de adolescentes [57].
A consistência interna adequada da BSSS foi previamente relatada (coeficiente alfa de Cronbach: 0.74) [57].
O questionário de personalidade Zuckerman-Kuhlman (ZKPQ-50-cc)
O ZKPQ-50-cc avalia diferentes aspectos da personalidade [58]. Três subescalas, cada uma consistindo de itens 10, foram usadas para avaliar neuroticismo / ansiedade, sociabilidade e agressão / hostilidade. Os participantes indicaram se concordaram ou discordaram de cada declaração. Um escore médio foi calculado para cada subescala. Outros estudos mostraram uma contribuição do neuroticismo / ansiedade e agressão / hostilidade ao vício em Internet [59]. O ZKPQ-50-cc apresentou propriedades psicométricas e inter-culturais satisfatórias, incluindo adequada confiabilidade entre subescalas e países (coeficiente alfa de Cronbach até 0.70) [58].
Questionários sobre o uso de substâncias
O uso de álcool foi avaliado em um período de tempo 12-mês (Tabela 2). Por conseguinte, foi calculada a frequência de consumo excessivo de álcool (seis bebidas padrão ou mais numa ocasião) e de dias de consumo durante a semana (segunda a quinta-feira). A idade de início da embriaguez (primeiro episódio de embriaguez) também foi avaliada de acordo com o European School Survey Project sobre Álcool e Outras Drogas [60] O consumo de cannabis foi avaliado perguntando sobre o seguinte: idade de início do uso de cannabis, idade da primeira “alta” com cannabis e uso de cannabis e frequência de uso durante os últimos 12 meses.
análise estatística
Neste estudo, utilizamos os softwares SPSS 18.0 e AMOS 19.0 (Analysis of Moment Structures; SPSS Inc., Chicago, IL). Primeiro, estatísticas descritivas foram computadas para as características dos participantes. A consistência interna, isto é, a medida em que os itens do GAS estavam inter-relacionados, foi então medida usando o coeficiente de Cronbach. Streiner e Norman [61] sugere que o alpha esteja acima de 0.70, mas não muito maior que o 0.90.
Em seguida, análises fatoriais exploratórias (EFAs) foram usadas para avaliar a estabilidade dos fatores da escala, conforme validado por Lemmens et al.44]. O número de fatores foi extraído com o teste de média parcial mínima (MAP) realizado por Velmer na matriz de correlação [62]. Este número foi então confirmado através de análises paralelas. Em análises paralelas, o foco está no número de componentes que representam mais variância do que os componentes derivados de dados aleatórios, enquanto no teste de PAM, o foco está nas quantidades relativas de variância sistemática e não sistemática que permanecem em uma matriz de correlação após extrações. de um número crescente de componentes [63].
Embora a AAE seja mais apropriada para questionários recém-elaborados, não é incomum também utilizá-la em um processo de revalidação quando os dados são coletados de outra amostra ou de outra população. O uso da AFE foi para avaliar a estabilidade dos fatores nas duas regiões lingüísticas, pois este é um pré-requisito básico para uma investigação mais aprofundada da equivalência da ferramenta entre os diferentes subgrupos.
Para a determinação da invariância multigrupos, utilizamos o procedimento descrito na modelagem de equações estruturais (SEM) seguindo o trabalho de Jöreskog [64]. No teste de equivalência de grupo, é costume usar modelos de análise fatorial confirmatória (AFC), um método entre a classe geral de SEM. Dependendo da questão de pesquisa, a busca por equivalência de grupo pode implicar uma série de testes realizados na seguinte ordem restritiva: equivalência de configuração, equivalência de mensuração e equivalência estrutural. O teste de invariância configural concentra-se na medida em que o número de fatores e padrões de sua estrutura são semelhantes entre os grupos. No entanto, vale notar que a determinação de um modelo de linha de base apropriado é necessária para cada grupo separadamente, sobre o qual o modelo configural é derivado. Por outro lado, em testes de medição e invariância estrutural, o interesse se concentra mais especificamente na medida em que os parâmetros na medição e nos componentes estruturais do modelo são equivalentes entre os grupos [65, 66]. Dado que nossas questões de pesquisa dizem respeito à equivalência de medição entre os grupos, as análises estatísticas focalizam a invariância configural e a invariância das cargas fatoriais entre as duas regiões lingüísticas.
Avaliação do ajuste do modelo
A qualidade do ajuste dos modelos é examinada através de vários índices, conforme descrito abaixo [67].
- A χ2 para graus de relação de liberdade (χ2/ df). Diversos pesquisadores recomendaram o uso dessa proporção como uma medida de ajuste para superar os problemas associados à χ2 Estatística de teste. Esses problemas incluem, entre outros, a violação de suposições, a complexidade do modelo e a dependência do tamanho da amostra. Índices tão baixos quanto 2 parecem indicar um ajuste razoável.
- O índice de ajuste comparativo (CFI). O CFI varia de 0 a 1, com valores mais altos indicando melhor ajuste. Uma regra prática é que valores maiores que 0.95 podem ser interpretados como um bom ajuste, enquanto valores entre 0.90 e 0.95 são indicativos de ajuste aceitável em relação ao modelo de independência.
- A raiz quadrada média do erro de aproximação (RMSEA). Esta é uma medida de ajuste aproximado na população e, portanto, preocupa-se com a discrepância devido à aproximação. O RMSEA é limitado abaixo de 0. Valores RMSEA menores ou iguais a 0.05 podem ser considerados um bom ajuste, entre 0.05 e 0.08 um ajuste aceitável e maior que 0.8 um ajuste medíocre, enquanto valores> 0.10 não são aceitáveis.
Mudanças nas estatísticas de boa adequação também foram examinadas para detectar diferenças nos diferentes modelos. Uma diferença significativa χ2 valores entre modelos aninhados significa que todas as restrições de igualdade não se mantêm entre os grupos.
A representação gráfica dos itens do GAS medidos em uma escala ordinal mostra que a suposição de normalidade não é sustentável. Como conseqüência, a estimativa livre de distribuição assintótica em vez da estimativa de máxima verossimilhança é uma boa estratégia para acomodar dados não distribuídos normalmente em análises de MEE.
Por fim, a validade concorrente foi investigada correlacionando o escore total do GAS com os escores do IDM [53]; o BSSS [57]; e as subescalas Neuroticism-Anxiety, Sociability, e Aggression-Hostility do ZKPQ-50-cc [58]. Também examinamos a força da associação da escala com outras medidas relacionadas ao uso de álcool e cannabis. De acordo com a regra prática de Cohen, qualquer correlação maior que 0.5 é grande, de 0.5-0.3 é moderada, de 03-0.1 é pequena, e menor que 0.1 é trivial [68].
Valores faltantes
Os valores omissos de GAS foram manipulados com o método de imputação de hot deck, em que cada valor omisso é substituído por uma resposta observada de uma unidade similar em relação às características observadas por ambos os casos [69]. Em nosso estudo, o BSSS foi escolhido como a variável “deck”, já que inclui pouco ou nenhum dado perdido [70]. Usamos uma macro de imputação de hot deck para usuários de SPSS por T. van der Weegen, que pode ser baixada do seguinte site: http://www.spsstools.net/SampleSyntax.htm.
Considerações sobre o tamanho da amostra
O tamanho da amostra desempenha um papel importante no fornecimento de estimativas de parâmetros imparciais e informações precisas de ajuste do modelo. Seguindo Bentler e Chou [71], que recomendou pelo menos uma relação 5: 1 de indivíduos para variáveis para distribuições normais e elípticas, parece haver um consenso geral entre os pesquisadores para a adoção dessa relação. Entretanto, para variáveis categóricas ou não distribuídas normalmente, como é o caso aqui, amostras maiores são necessárias do que para variáveis contínuas ou normalmente distribuídas. Recomenda-se uma relação de pelo menos 10 indivíduos por variável para este tipo de distribuição [72]. A amostra do presente estudo atende a esse requisito.
Resultados
Das 5,990 observações originais registradas inicialmente, faltavam dados GAS para 42 participantes (0.7%). O uso de imputação de hot deck imputou dados com sucesso para 35 deles, ainda deixando 7 casos incompletos. Um tamanho final de amostra de 5,983 entrevistados (3,318, falantes de francês e 2,665 falantes de alemão) foi então analisado. A idade média dos participantes foi de 20.0 anos (DP = 1.2). Desta amostra final, 10.6% dos entrevistados franceses e 8.1% dos alemães foram classificados como usuários politéticos, enquanto 2.3% dos entrevistados em cada grupo foram classificados como usuários monotéticos. As características de cada região linguística são relatadas na Tabela 2.
Comunidade francófona
A consistência interna do GAS foi boa, como refletido pelo coeficiente de Xonum de Cronbach. O teste EFA by MAP de Velicer sugeriu uma solução de um fator. Este achado foi confirmado com sucesso por análise paralela. Este modelo de um fator foi então avaliado em CFA com AMOS. Guiados por índices de modificação e resíduos padronizados incomuns que sugeriram a correlação de seis variações de erro, estabelecemos um modelo bem ajustado que exibia bom ajuste em relação ao modelo de independência (χ2/ df = 2.6, CFI = 0.99, RMSEA = 0.02).
Comunidade de língua alemã
A consistência interna da escala foi satisfatória (Cronbach α = 0.85). Uma solução de um fator também foi encontrada no EFA pelo MAP de Velicer e foi confirmada por análise paralela. O mesmo modelo de caminho usado para avaliar o grupo de língua francesa foi aplicado ao grupo de língua alemã. Este modelo teve um desempenho pior, mas ainda deu valores aceitáveis de ajuste de qualidade (χ2/ df = 5.9, CFI = 0.94, RMSEA = 0.04).
Análise Multigroup
Teste de equivalência de configuração
Tendo determinado um modelo bem ajustado para cada grupo separadamente, nós testamos a equivalência de configuração em que os mesmos parâmetros foram estimados novamente em um modelo multigrupo. Em outras palavras, os parâmetros foram estimados para os dois grupos ao mesmo tempo. Os resultados relacionados a este modelo multigrupo revelaram χ2 valor de 91.53 com 17 graus de liberdade. Os valores de CFI e RMSEA foram 0.97 e 0.02, respectivamente, fornecendo um ajuste aceitável. Esses valores são os valores de referência em relação aos quais todos os testes subsequentes de invariância foram comparados.
Teste para equivalência de medição fatorial
Um modelo com todas as cargas (cargas fatoriais por grupo são exibidas na Tabela 3) restrito para ser igual entre os grupos foi ajustado. As estatísticas de bondade de ajuste relacionadas a este modelo restrito de dois grupos são apresentadas na Tabela 4 (segunda entrada). Ao testar a invariância desse modelo restrito, comparamos sua χ2 valor de 114.59 com 23 graus de liberdade com o do modelo irrestrito (χ2(17) = 91.53). Esta comparação resultou em um χ2 diferença (Δχ2) de 23.06 com 6 graus de liberdade, o que é estatisticamente significantep = 0.001). Portanto, as restrições de igualdade para todas as cargas fatoriais foram rejeitadas. Dada a rejeição da invariância fatorial completa, passamos a verificar quais fatores de carregamento eram diferentes. Como os parâmetros de carga fatorial foram considerados invariantes entre os grupos, suas restrições de igualdade especificadas foram mantidas, cumulativamente, ao longo do restante do processo de teste de invariância [73]. Primeiro, as cargas fatoriais de restrição do item Tolerância para serem iguais entre os grupos produziram resultados não significativos, sugerindo que são iguais. Para fins de identificação, o carregamento para o item Saliência já foi restrito para assumir o valor de 1 em ambos os grupos. Em seguida, mantendo essa restrição de igualdade e adicionando a restrição de igualdade para Modificação de Humor ainda resultou em não-significativa χ2 valores. Isso continuou até chegar a retirada, onde significativa χ2 os resultados sugeriram não-igualdade entre os dois grupos. Os testes foram repetidos para Conflito e Problemas, que foram novamente não significativos. O procedimento detalhado é mostrado na Tabela 4. Todas as medidas observadas, exceto para Retirada, foram encontradas funcionando de maneira equivalente para ambas as regiões lingüísticas.
Análise de correlação na comunidade francófona
A análise de correlação foi usada para explorar a validade concorrente entre o GAS e outros construtos semelhantes. Como mostrado na tabela 5, a associação do GAS com a pontuação total do MDI e com a subescala ZKPQ-50-cc Anxiety foi pequena (ρ = 0.27 e ρ = 0.24, respectivamente) e a associação do GAS com a subescala ZKPQ-50-cc Sociability foi pequena e negativo (ρ = −0.20). As correlações com as outras medidas de avaliação foram consideradas triviais.
Análise de correlação na comunidade de língua alemã
Como mostrado na tabela 6, a associação de GAS com MDI e com a subescala Ansiedade ZKPQ-50-cc foi pequena (ρ = 0.24 e ρ = 0.23). Esta associação foi menor com a subescala ZKPQ-50-cc Aggressivity (ρ = 0.15) e com a subescala Sociability (ρ = - 0.10).
Discussão
O presente estudo é o primeiro a avaliar, até onde sabemos, as características psicométricas do item 7 GAS entre amostras representativas de homens adultos de língua francesa e alemã.
A principal conclusão é que o modelo de um fator do item 7 GAS possui boas propriedades psicométricas e se ajusta bem aos dados em ambas as amostras. Os resultados estão de acordo com várias descobertas anteriores [44, 50] e permitir sua extensão para adultos. [74, 75].
Além disso, todas as medidas observadas, exceto para Retirada, foram encontradas funcionando de maneira equivalente para ambas as regiões lingüísticas. Isso aumenta a validade interlinguística da escala. A fraqueza relacionada ao item relacionado à Retirada pode ser devido à falta de precisão desse conceito quando aplicado ao uso do jogo [36]. Pode também indicar diferenças entre grupos na construção subjacente. Esta hipótese não se sustenta, no entanto, porque essas diferenças não são refletidas na magnitude das cargas fatoriais, cujos valores são similares (0.65 vs. 0.71). Discrepâncias entre a tradução francesa e a alemã deste item relacionado podem explicar essa diferença. No entanto, depois de discutir isso novamente com indivíduos bilíngües, não podemos encontrar grandes discrepâncias no significado das palavras usadas. Embora esta seja a maior diferença nas cargas fatoriais, ela permanece marginal em comparação com as outras (0.06 em valor absoluto). Assim, a única explicação plausível é que a significância estatística do χ2 as estatísticas observadas são, com toda a probabilidade, induzidas pelo grande tamanho da amostra de quase indivíduos 6,000.
Em concordância com numerosos estudos sobre jogos e uso da Internet [19, 21, 76], foi encontrada uma associação entre os sintomas depressivos e os escores do GAS. Além disso, uma pequena associação foi encontrada entre os escores GAS e tanto a dimensão Neuroticism-Anxiety quanto a subescala Aggression-Hostility do ZKPQ-50-cc. Essas associações estão de acordo com os achados relacionados aos vícios relacionados ao uso de substâncias [77, 78] e estão de acordo com outros estudos relacionados à Internet ou dependência de jogos [59, 79]. Além disso, como em outros estudos [79], uma associação negativa foi encontrada com a subescala Sociabilidade. Isto parece ser consistente com os achados de outros estudos que mostraram uma associação entre solidão e baixa competência social com dependência de jogos [25, 80].
O presente estudo não mostrou associação entre escores GAS e busca de sensação. Esse achado contradiz o de outros estudos [81]. Alguns pesquisadores mostraram que a busca de sensações está relacionada à extroversão [58]. No entanto, os vícios do jogo e da Internet parecem estar mais ligados à introversão do que à extroversão [82], e por isso é plausível que a busca por sensação não tenha sido associada aos escores do GAS. Da mesma forma, em contradição com os resultados de vários estudos anteriores [19, 26, 32, 83], o presente estudo não mostrou associação com o uso de álcool ou maconha. Essas associações foram possivelmente mediadas pela atividade on-line preferida específica e podem diferir de uma atividade para outra [84].
Com um total de 2.3% de participantes classificados como usuários monotéticos e um adicional de 9.5% classificados como usuários politéticos (usuários excessivos), as taxas de prevalência neste estudo são comparáveis às encontradas no estudo GAS inicial [44] e em vários outros estudos suíços e europeus [85-89]. Ligeiramente mais baixo [90, 91] ou maiores valores de prevalência [12, 92] foram, no entanto, relatados em outros estudos. As diferenças provavelmente são conseqüência de diferenças nas ferramentas de avaliação, população estudada, uso de classificação politica e cortes propostos [12].
O estudo tem vários pontos fortes, como o recrutamento de uma amostra representativa de homens jovens e uma alta taxa de resposta. Esta é uma vantagem possível em consideração ao viés de auto-seleção descrito em estudos on-line baseados em recrutamento [93]. Outra força importante é a inclusão de duas amostras linguísticas diferentes e grandes. Entre as fragilidades do estudo estão a falta de mulheres nas presentes amostras e a falta de avaliação concomitante das atividades específicas dos jogos dos participantes. Mais estudos do GAS podem ser necessários para avaliar diferentes jogos e outros comportamentos relacionados à Internet.
Conclusão
O item 7 GAS parece ser uma ferramenta de avaliação interessante. Essa escala, usada anteriormente em amostras de adolescentes, parece adequada para amostras de adultos e possui boas propriedades psicométricas em suas versões francesa e alemã.
Aprovação ética e consentimento para participar
O estudo em questão, emitido a partir do protocolo de pesquisa C-SURF número 15/07, foi aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa Clínica da Lausanne University Medical School. Todos os participantes deram seu consentimento informado por escrito para participar do estudo.
Consentimento para publicação
Não aplicável.
Disponibilidade de dados e materiais
Disponível mediante solicitação do último autor Gerhard Gmel: [email protegido].
Agradecimentos
Para a fonte de financiamento.
Métodos
O financiamento para este estudo foi fornecido pela Fundação Nacional de Ciências da Suíça (FN 33CSC0-122679 e FN 33CS30-139467).
Abreviaturas
| BSSS | sensação breve buscando escala |
| CFA | análise fatorial confirmatória |
| TPI | índice de ajuste comparativo |
| C-SURF | estudo de coorte sobre fatores de risco de uso de substâncias |
| DSM-IV | manual estatístico diagnóstico de transtornos mentais, quarta edição |
| EFAs | análise fatorial exploratória |
| GAS | escala de dependência de jogo |
| ICD-10 | classificação internacional de transtornos mentais e comportamentais |
| MAPA | teste parcial médio mínimo de velicer |
| MDI | inventário de depressão maior |
| RMSEA | erro médio quadrático de aproximação |
| SEM | modelagem de equações estruturais |
| ZKPQ-50-cc | Questionário de personalidade de Zuckerman-Kuhlman |
Arquivo adicional
Arquivo adicional 1:(73K, docx)
Tradução da Escala de Dependência de Jogo (DOCX 72 kb)
Notas de rodapé
Interesses concorrentes
Os autores declaram que não têm interesses concorrentes.
Contribuições dos autores
GG organizou a investigação original e fez contribuições substanciais para a concepção e design e aquisição de dados, YK, GG e DZ parin a concepção do presente documento e fez contribuições substanciais para a concepção do estudo em mãos. YK redigiu o manuscrito. AC realizou a análise estatística e redigiu o manuscrito. GG, SR, DZ, SA e GT contribuíram para ajudar na redação do manuscrito. GG, SR, DZ, SA e GT estiveram envolvidos na revisão crítica do manuscrito para um importante contentamento intelectual. Todos os autores estiveram envolvidos na interpretação dos dados, redigindo e revisando o artigo. Todos os autores leram e aprovaram o manuscrito final.
Referências
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