(CAUZAREA) Asociațiile bidirecționale între tulburarea de joc raportată de auto-raportat și tulburarea de hiperactivitate a deficitului de atenție a adulților: Dovezi dintr-un eșantion de tineri elvețieni tineri (2018)

Față. Psihiatrie, 11 decembrie 2018 | https://doi.org/10.3389/fpsyt.2018.00649

Simon Marmet1*, Joseph Studer1, Véronique S. Grazioli1 și Gerhard Gmel1,2,3,4

  • 1Centrul de tratare a alcoolului, Spitalul Universitar Lausanne / CHUV, Lausanne, Elveția
  • 2Dependența Elveția, Lausanne, Elveția
  • 3Centrul pentru dependență și sănătate mintală, Toronto, ON, Canada
  • 4Departamentul de sănătate și științe sociale, Universitatea din Vestul Angliei, Frenchay, Bristol, Regatul Unit

Context: Tulburarea de joc (GD) sa dovedit a coincide cu tulburarea de hiperactivitate cu deficit de atenție (ADHD), dar până în prezent câteva studii au investigat asociațiile lor longitudinale.

Metodă: Eșantionul a inclus tineri elvețieni 5,067 (vârsta medie a fost de 20 ani la valuri 1 și 25 ani la val 3). Măsurile au fost Scala de dependență de joc și Scala de auto-raportare a adulților ADHD (screensaver 6). Asociațiile longitudinale au fost testate utilizând modele autoregresive încrucișate pentru măsurătorile binare ale GD și ADHD, precum și măsuri continue pentru scorurile GD și subscalele ADHD de neatenție și hiperactivitate.

Rezultate: ADHD la vârsta 20 a crescut riscul de GD la vârsta 25 (probit = 0.066 [0.023, 0.109]; p = 0.003). GD la vârsta 20 a crescut, de asemenea, riscul de ADHD la unda 3 (probit = 0.058 [0.013, 0.102]; p = 0.011). Doar subscala de neatenție ADHD a arătat o relație longitudinală bidirecțională cu scorul GD (Beta standardizată de la neatenție la vârsta 20 până la scorul GD la vârsta 25: 0.090 [0.056, 0.124]; p <0.001; de la scor GD la 20 de ani până la neatenție la 25 de ani: 0.044 [0.016, 0.071]; p = 0.002), în timp ce asocierile dintre subscala de hiperactivitate și GD nu au fost semnificative.

Discuții: GD a avut asocieri bidirectionale longitudinale cu ADHD, in care ADHD a crescut riscul de GD si GD a crescut riscul pentru ADHD, si acestea se pot intari reciproc. Aceste asociații pot fi legate mai mult de componenta ADHD de neatenție decât de componenta hiperactivității ADHD. Persoanele cu ADHD sau HG trebuie să fie examinate pentru cealaltă tulburare, iar măsurile preventive pentru HG trebuie evaluate la persoanele cu ADHD.

Introducere

Distracție în joc

Jocurile video sunt o activitate răspândită în rândul bărbaților tineri. Deși jocurile sunt o activitate de timp liber neproblematică ca multe altele pentru majoritatea oamenilor (1), cauzează probleme pentru unii, ducând în cele din urmă la o tulburare de joc (GD), pentru care estimările de prevalență la sondajele europene ale adolescenților reprezentanți la nivel general reprezentativ la nivel național variază de la aproximativ 1 la 5% (2-4). Ratele de prevalență pot fi mai mari în țările asiatice4, 5). GD este mai frecventă la grupele de vârstă mai fragede și la bărbați (3, 4, 6). HG a fost definită ca o utilizare excesivă și compulsivă a jocurilor video care duce la probleme sociale și / sau emoționale (7). De asemenea, a fost asociat cu mai multe probleme de sănătate mintală, cum ar fi depresia majoră, tulburarea de hiperactivitate cu deficit de atenție (ADHD), anxietatea și fobia / anxietatea socială (8, 9). Există unele controverse cu privire la faptul că GD ar trebui să fie etichetat ca o dependență / tulburare comportamentală (adică non-substanță) (10-12). Nu este inclus ca atare în actuala a cincea ediție a Manualului de diagnostic și statistic al tulburărilor mintale (DSM-5) (13). Cu toate acestea, un subtip GD, și anume tulburarea de jocuri pe internet, este luată în considerare pentru includerea ca o tulburare psihiatrică în DSM-5. HG nu este inclusă nici în Clasificarea internațională actuală a bolilor (ICD-10), dar va fi inclusă ca „tulburare de joc” în viitoarea ICD-11 (14), fără prefixul „internet”, spre deosebire de DSM-5. Sunt folosiți termeni diferiți pentru „tulburare de joc”, în special „dependență de jocuri” sau „jocuri de noroc problematice”. Termenul „tulburare de joc” este folosit aici deoarece utilizarea sa în DSM-5 și ICD-11 este probabil să o facă cea mai mare termen popular în viitor. Studiul de față investighează longitudinal modul în care GD este asociată cu o altă tulburare comună la bărbații tineri, și anume ADHD.

Tulburarea de hiperactivitate cu deficit de atenție (ADHD)

ADHD este clasificat ca o tulburare neurodezvoltată. Se caracterizează prin două componente: neatenție (de exemplu, adesea distras) și hiperactivitate (de exemplu, nevoia de a se deplasa) (13). Rata de prevalență a ADHD la copiii de vârstă școlară variază de la aproximativ 5 la 7% (15). Cu toate acestea, studiile au arătat că simptomele ADHD pot persista până la vârsta adultă în aproximativ una până la două treimi din cazuri și că ADHD poate afecta până la 2.5 până la 5% din populația generală (15). Netratat, ADHD este asociat cu probleme comportamentale, emoționale, sociale, academice și vocaționale (15). În plus, ADHD a fost, de asemenea, legat de probleme de sănătate mintală și tulburări de dependență (16-20), precum și cu o satisfacție mai redusă a vieții (21).

ADHD și Jocuri

S-au făcut relativ puține cercetări despre legătura dintre GD și ADHD. Acest lucru se datorează în parte faptului că înainte de DSM-5 includea Internet GD ca o condiție pentru un studiu suplimentar, în 2013, Internet GD a fost adesea studiat împreună cu dependența de internet și abia după aceea ca o condiție independentă (22). Într-o recenzie recentă, González-Bueso și Santamaría (8) au identificat opt ​​studii care au investigat legătura dintre tulburarea de jocuri pe internet și în mod specific ADHD, dintre care șapte (85%) au raportat o asociere semnificativă, patru dintre acestea au raportat o dimensiune de efect mare (SAU ≥ 4.25). Singurul studiu longitudinal (23) incluse în revizuirea lor nu au raportat nicio asociere între GD și ADHD. O revizuire anterioară a găsit și aceste asociații (22). Un studiu longitudinal mai recent pe un eșantion de adolescenți (cu adolescenți cu risc ridicat de suprasolicitare a GD), neincluzat în recenziile de mai sus, a constatat că hiperactivitatea / neatenția raportată de părinți a prezis internet auto-raportat GD 1 anul mai târziu, dar auto -GD de internet raportat nu a prezis în mod semnificativ hiperactivitate / neatenție 1 raportată de părinți anul mai târziu (24).

În ceea ce privește asociațiile cu subscalele de neatenție și hiperactivitate ale ADHD, un alt studiu recent a raportat că problemele de atenție (s-a măsurat doar subscala de neatenție) la adolescenți au prezis GD Internet 1 an mai târziu (25). Un studiu transversal pe 205 de adulți a constatat, de asemenea, că GD a fost legată doar de subscala de neatenție a ADHD și nu de cea de hiperactivitate (26). În schimb, un studiu la copii mici (27) a constatat că subscala de neatenție a fost mai puternic asociată cu GD la fete, în timp ce subscala de hiperactivitate a fost mai puternic asociată cu GD la băieți.

Mai multe teorii au fost propuse pentru legătura dintre ADHD și GD. De exemplu, „modelul optim de stimulare” propune ca indivizii cu ADHD să aibă un prag mai mare pentru a atinge un nivel agreabil de excitare, iar stimulările vizuale și acustice rapide în jocurile pe calculator care necesită răspunsuri motorii rapide pot fi o modalitate de a atinge acest nivel (27). O altă teorie, „teoria aversiunii întârzierii” sugerează că indivizii cu ADHD preferă recompensele imediate mai mici decât recompensele întârziate mai mari, iar jocurile pe calculator pot oferi astfel de recompense imediate și continue (27). Mai mult, persoanele cu ADHD pot suferi de un sindrom de deficiență de recompensă cu deficiențe în neurotransmisia de dopamină: jocurile video care duc la o eliberare semnificativă de dopamină pot fi, prin urmare, o modalitate de a face față acestei deficiențe de recompensă (28). Același mecanism poate explica și comorbiditatea ridicată între ADHD și tulburări de consum de substanțe (SUD). Panagiotidi (26) a propus, de asemenea, că jocurile de noroc pot îmbunătăți atenția vizuală, care tinde să fie afectată la persoanele cu ADHD, care pot fi, prin urmare, jocuri ca mijloc de a combate acest deficit. Într-adevăr, o recenzie recentă (3) a găsit o asociere între jocurile video și atenția vizuală, cu toate acestea, această asociație a fost destul de mică și încă nu a fost stabilită o relație cauzală. Cu toate acestea, în timp ce există unele teorii care explică legătura dintre GD și ADHD, în prezent există o lipsă de dovezi empirice care susțin aceste teorii și rămâne posibil să nu existe o legătură cauzală între ADHD și GD.

Majoritatea explicațiilor și cercetărilor s-au concentrat asupra modului în care ADHD duce la GD, deși au fost propuse și unele explicații pentru o relație în cealaltă direcție. În special, simptomele ADHD pot face jocul mai atrăgător, în timp ce jocurile sporite pot, la rândul lor, să agraveze simptomele ADHD „prin furnizarea unei activități care întărește continuu dezinhibiția exactă, reacția rapidă, nevoia de recompensare imediată și neatenția care sunt zone de îngrijorare” (29). Un studiu în rândul copiilor și adolescenților (30) a arătat că o expunere mai mare la televiziune și jocuri video (ore petrecute jucând sau vizionând televiziunea) a fost asociată cu probleme mai mari de atenție 13 luni mai târziu, chiar și atunci când a fost controlat pentru probleme de atenție anterioare. Un alt studiu (31) au găsit chiar asociații bidirecționale între expunerea la jocurile video și probleme de atenție, sugerând că copiii cu probleme de atenție pot petrece mai mult timp jucându-se, ceea ce le poate crește problemele de atenție ulterioare. Autorii au sugerat, de asemenea, că mediile electronice pe ecran, de exemplu, jocurile video, în special cele care implică violență, pot fi extrem de interesante și, în timp, pot crește pragul unui individ pentru un nivel dorit de stimulare, ceea ce poate duce apoi la probleme care se concentrează pe activități mai puțin interesante. precum munca sau studiul („ipoteza entuziasmului”) (31). O ipoteză alternativă, „ipoteza deplasării”, presupune că indivizii care petrec mult timp jucând jocuri petrec mai puțin timp cu activități mai adecvate din punct de vedere cognitiv și fizic care le pot îmbunătăți capacitatea de concentrare (27, 31).

Obiective

Acest studiu a avut ca scop reexaminarea asocierii dintre GD și ADHD într-un eșantion longitudinal de tineri elvețieni. Am investigat mai întâi dacă datele noastre au confirmat asocieri transversale între GD și ADHD și subdescalele ADHD de neatenție și hiperactivitate. Într-un al doilea pas, am testat asocierile longitudinale dintre GD și ADHD folosind un model autoregresiv încrucișat (ARCL). Modelul a examinat dacă ADHD la 20 de ani a fost asociat cu GD la 25 de ani, dacă GD la 20 de ani a fost asociat cu ADHD la 25 de ani sau dacă au existat asociații bidirecționale între GD și ADHD. De asemenea, am testat GD pentru asocieri longitudinale cu subdescalențe de neatenție și hiperactivitate ale ADHD. Într-un al treilea pas, am testat dacă participanții cu ADHD și GD la valul 1 (la aproximativ 20 de ani) au avut rezultate mai slabe cu ambele tulburări la valul 3 (aproximativ 25 de ani) decât participanții cu GD doar sau numai cu ADHD, ca precum și alte câteva rezultate potențial asociate cu ADHD sau GD, și anume depresia majoră, sănătatea mintală, satisfacția vieții și performanța slabă la locul de muncă sau la școală.

Metode

Eşantion

Eșantionul provine din Studiul de cohortă asupra factorilor de risc de utilizare a substanțelor (C-SURF; www.c-surf.ch). Acest studiu urmărește un eșantion mare de tineri elvețieni recrutați în adolescența târzie până la vârsta adultă, cu puncte de măsurare la vârsta de aproximativ 20, 21 și 25 ani, cu mai multe valuri de măsurare fiind în planificare. Scopul principal al studiului este de a evalua tiparele, traiectoriile și factorii de risc asociați sau de protecție a consumului de substanțe și a comportamentelor non-substanțe la acești tineri (32, 33).

Înscrierea pentru evaluarea de bază a avut loc între august 2010 și noiembrie 2011 în trei din șase centre naționale de recrutare a armatei elvețiene, situate în Lausanne, Windisch și Mels (care acoperă 21 din cantonele elvețiene 26), în timpul procedurii de recrutare pentru serviciul militar. Aceste proceduri sunt obligatorii pentru toți tinerii elvețieni cu vârsta aproximativă de 20, prin urmare, prelevarea cu această ocazie are avantajul de a acoperi majoritatea tinerilor din acea cohortă. Răspunsurile la chestionare au fost independente de procedurile armatei, deoarece indivizii au răspuns la domiciliu și au fost asigurate confidențialitatea din partea armatei. Participanții au putut alege între chestionarele pe hârtie pe mail sau chestionarele online, care erau accesibile printr-un link trimis pe e-mail. Un număr de 13,237 de tineri au fost solicitați să participe la studiu, iar 7,556 și-a dat în sfârșit consimțământul scris pentru a participa la studiu, dintre care 5,987 a returnat chestionarul de bază (valul 1) și 5,516 a returnat cel de-al doilea chestionar de urmărire ( val 3) între 2016 aprilie și 2018 martie. Pentru a crește ratele de răspuns, participanții care nu au răspuns la chestionar după reamintirile standard au fost încurajați de intervievatori instruiți prin apeluri telefonice să participe (33).

Studiul de față include toți participanții 5,125 (rata de retenție de 85.6%) care au răspuns la referința de bază și al doilea chestionar de urmărire. Dintre aceștia, participanții 58 (1.1%) cu valori lipsă pentru GD sau ADHD în unde 1 sau 3 au fost excluși, lăsând participanții 5,067 incluși în analiza noastră actuală. Participanții au primit vouchere (50 CHF pe chestionar) drept compensare pentru eforturile depuse. Datele din valul 2 nu au fost utilizate (cu excepția valorilor lipsă de imputare, vezi secțiunea de analiză statistică) deoarece măsura pentru ADHD a fost inclusă numai în valurile 1 și 3. Protocolul de cercetare a fost aprobat de Comitetul de etică al cercetării umane din Canton Vaud (Protocolul nr. 15 / 07).

măsuri

Tulburări de jocuri și ADHD

Tulburare de joc

Tulburarea de joc (GD, ultimele 6 luni) a fost măsurată folosind scala de dependență a jocului (GAS) (7), care a fost tradus în germană și franceză pentru acest studiu. Scala constă din șapte articole de tip Likert cu cinci opțiuni de răspuns, de la 0 (nu) la 4 (foarte des) și participanții care au răspuns la cel puțin trei elemente cu un scor de cel puțin 2 (uneori) au fost definite ca prezentând HG, așa cum sugerează Lemmens și Valkenburg (7). În plus, a fost utilizat un scor continuu ca suma celor șapte articole (de la 0 la 28). Formularea GAS s-a schimbat ușor între valul 1 și unda 3. În valul 1, cuvântul a inclus, pe lângă jocuri, timpul petrecut pe internet (de exemplu, „V-ați simțit supărat când nu ați putut juca sau să petreci timp pe internet?„; partea italică a fost adăugată și diferit de redactarea inițială a GAS). Acest lucru a fost realizat, deoarece în momentul în care a fost elaborat chestionarul pentru unda 1, s-a crezut că o mulțime de jocuri implică activități pe internet și că GD poate fi imposibilă fără a petrece timp pe internet (jocuri online). După DSM-5 (13), lansat în 2013, a inclus GD Internet ca o condiție pentru un studiu ulterior, a devenit evident că jocurile ar trebui ulterior măsurate distinct și nu amestecate cu timpul petrecut pe internet și cu scala de dependență a jocului originală (fără a adăuga referințe la internet) în formularea întrebărilor) a fost, prin urmare, utilizat în valul 3. Pentru a ține cont de diferențele în formularea GAS în valul 1 și valul 3, pentru a îmbunătăți comparabilitatea între valuri și pentru a reduce falsurile pozitive, scorurile GD ale participanților care au făcut Nu jucați jocuri cel puțin săptămânal (și, prin urmare, poate avea un scor GAS datorită utilizării internetului care nu are legătură cu jocurile) au fost setate la 0 în ambele valuri. Alpha Cronbach pentru scara GAS a fost de 0.895 în valul 1 și 0.868 în valul 3.

Tulburare de hiperactivitate cu deficit de atenție a adulților

Tulburarea de hiperactivitate cu deficit de atenție a adulților (ADHD, ultimele 12 luni) a fost măsurată folosind versiunea cu șase itemi a Scalei Auto-Raport ADHD (ASRS-v1.1) (34) dezvoltat de Organizația Mondială a Sănătății (OMS) și bazat pe criteriile de diagnostic DSM-IV (35). Patru articole au evaluat subscala de neatenție ADHD și două elemente au evaluat subescala hiperactivității sale (a se vedea tabelul 2). Opțiunile de răspuns au fost pe o scară Likert de cinci puncte, de la 0 (nu) la 4 (foarte des). Pentru construirea unei măsuri binare de ADHD, articolele au fost dicotomizate - cel puțin 2 (uneori) pentru primele trei articole și cel puțin 3 (de multe ori) pentru ultimele trei elemente - și ADHD a fost definit ca prezența a cel puțin 4 simptome, așa cum sugerează autorii scării (34). Pentru analiza care implică subscalele ADHD continue de neatenție și hiperactivitate, a fost calculată media elementelor la scara Likert (cu valori cuprinse între 0 și 4). Alpha Cronbach pentru scara ADHD a fost 0.798 în valul 1 și 0.778 în valul 3.

Scări de tulburări de utilizare a substanțelor

Tulburarea de consum de alcool

Tulburarea consumului de alcool (AUD, ultimele 12 luni) a fost măsurată folosind articole 12 pentru criteriile 11 DSM-5 (13, 36, 37) pentru AUD într-un format da / nu. Limita DSM-5 moderată (4+) a fost utilizată pentru a defini AUD. Alpha Cronbach pentru scara AUD a fost de 0.729 în valul 1 și 0.696 în valul 3.

Tulburarea de consum de canabis

Tulburarea consumului de canabis (ultimele luni 12) a fost măsurată folosind versiunea revizuită a Testului de identificare a tulburării de utilizare a canabisului [CUDIT-R; (38), bazat pe (39)]. Testul constă din articole de tip Likert 8 în cinci puncte, de la 0 (nu) la 4 (zilnic sau aproape zilnic), o măsură a frecvenței consumului de canabis variind de la 1 (lunar sau mai rar) la 4 (de patru sau mai multe ori pe săptămână) și un articol cu ​​două opțiuni de răspuns, 0 (fumatul de canabis pentru distracție) sau 4 (fumatul de canabis din obișnuință). O limită de 8 din 40 de puncte posibile a fost utilizată pentru a defini tulburarea consumului de canabis. Alpha al lui Cronbach pentru scara tulburării consumului de canabis a fost de 0.894 în valul 1 și 0.906 în valul 3.

Tulburarea consumului de tutun

Tulburarea consumului de tutun (ultimele 12 luni) a fost evaluată folosind șase articole din testul Fagerström pentru dependența de nicotină (FTND (40). O limită de 3 din 10 puncte posibile a fost utilizată pentru a defini tulburarea consumului de tutun. Cronbach Alpha pentru scala de tulburări de consum de tutun a fost de 0.719 în valul 1 și 0.702 în valul 3.

Depresia majoră și sănătatea mintală

Simptomele depresiei majore

Simptomele depresiei majore din ultimele 2 săptămâni au fost măsurate utilizând inventarul depresiv major al OMS (41), constând din declarații de tip Likert 12 în șase puncte care măsoară criteriile 10 și variază de la 0 (nu) la 5 (mereu); două criterii au fost evaluate utilizând două afirmații fiecare, doar cea mai mare valoare dintre cele două afirmații fiind utilizată pentru scorul sumă. Suma scorurilor criteriilor, variind de la 0 la 50, a fost utilizată în această analiză. Alpha al lui Cronbach pentru scara depresiei majore a fost de 0.889 în valul 1 și 0.888 în valul 3.

De sănătate mintală

Sănătatea mintală a fost evaluată cu ajutorul Instrumentului de cercetare a formei scurte de studiu 12-item 2, v12 (SF-XNUMX) (42). Rezumatul componentelor mentale a fost transformat liniar în scoruri bazate pe norme (media = 50; SD = 10). Alpha Cronbach pentru scala SF-12 de sănătate mintală a fost de 0.772 în valul 1 și 0.790 în valul 3.

Satisfacția vieții și slaba performanță la locul de muncă / școală

Satisfactie in viata

Satisfacția vieții a fost măsurată folosind Satisfacția cu scala de viață (43), constând din cinci itemi cu șapte opțiuni de răspuns, de la 1 (dezacord) la 7 (complet de acord). Suma articolelor (variind de la 5 la 35) a fost calculată pentru analiză. Alpha al lui Cronbach pentru scara satisfacției cu viața a fost de 0.772 în valul 3. Satisfacția cu viața nu a fost măsurată în valul 1.

Performanță slabă la serviciu / școală

Performanța slabă la locul de muncă / școală a fost măsurată în valul 1 și valul 3 folosind o singură întrebare adresând participanților dacă au avut performanțe slabe la școală sau la muncă sau au rămas în urmă cu munca, în ultimele luni 12. Opțiunile de răspuns au fost de la 10 sau de mai multe ori. Această întrebare a fost adaptată din sondajul ESPAD (44).

Pentru toate scalele utilizate, valorile lipsă pentru elementele individuale au fost înlocuite cu media scalei. Dacă mai mult de 20% din articolele scalei lipseau, scala era considerată lipsă.

Analiza statistică

Au fost calculate statistici descriptive și au fost testate modificări ale ratelor de prevalență ale GD și ADHD între linia de bază (unda 1) și a doua monitorizare (unda 3) folosind testele chi-pătrate McNemar. Diferențele transversale dintre participanții cu și fără GD au fost testate folosind regresii logistice. Toate regresiile au fost ajustate în funcție de vârstă și regiune lingvistică. Statisticile descriptive și pregătirea datelor s-au făcut folosind SPSS 25. Pentru testarea asocierilor longitudinale între GD și ADHD, modelele ARCL au fost estimate utilizând MPLUS 8.0 (45). ARCLs sunt o formă de modelare a ecuațiilor structurale utilizate adesea pentru descrierea proceselor de dezvoltare între două (sau mai multe) constructe în mai multe puncte de timp [pentru o imagine de ansamblu, a se vedea (46)]. Interesele noastre principale au fost căile încrucișate reprezentând efectul longitudinal al GD la vârsta 20 pe ADHD la vârsta 25, și a ADHD la vârsta 20 pe GD la vârsta 25, ținând cont de autocorelația aceleiași construcții în punctele de timp și corelație în secțiune între constructe diferite în același timp. Pentru măsurile binare ale GD și ADHD, ARCL a fost estimat folosind estimatorul mediei pătrate cel puțin pătrat și al ajustării variației (WLSMV), care se întoarce pentru coeficienții de regresie a probitelor variabilelor binare. Estimatorul WLSMV permite modelarea directă a corelației dintre variabile în același punct. Pentru o ușurință suplimentară de interpretare, coeficienții probit au fost transformați în echivalenți OR. OR-urile pot fi aproximate prin înmulțirea coeficienților de probă cu abaterea standard a distribuției logistice [(Π2 / 3) −−−−− √

= 1.81] și apoi folosind funcția exponențială a coeficientului rezultat (47). Pentru ARCL între scorul continuu de GD și scadențele de neatenție și hiperactivitate ADHD, am folosit estimatorul Robust Maximum-Likelihood (MLR), care este robust până la o ușurință în variabilele de rezultat. Într-o a treia etapă, am investigat dacă participanții cu GD și ADHD la valul 1 au avut o situație mai proastă cu privire la GD, ADHD, depresie majoră, sănătate mintală, satisfacție în viață și performanță slabă la locul de muncă sau la școală la valul 3 decât participanții cu niciunul dintre GD, nici ADHD, sau doar cu GD sau ADHD singur. Diferențele dintre aceste grupuri au fost, de asemenea, testate folosind regresii logistice pentru rezultate binare, cu regresii ordinale pentru rezultatele ordinale (performanță slabă la locul de muncă sau la școală) și cu regresie liniară pentru rezultate continue (scoruri la scară). Regresiile pentru depresia majoră, sănătatea mintală și performanța slabă la locul de muncă sau la școală au fost ajustate pentru valorile lor de bază respective (la vârsta 20). Valorile de bază nu au fost disponibile pentru satisfacția vieții.

Având în vedere că SUD sunt asociate cu ADHD, de exemplu, (19), precum și cu GD (1), toate analizele noastre longitudinale au fost ajustate prin scorurile continue ale scalelor tulburărilor de consum de alcool, tutun și canabis la valul 1 pentru a controla efectul co-apariției SUD cu GD sau ADHD la valul 1 pe GD și / sau ADHD la val 3. Deoarece interesul nostru pentru aceste analize a fost în efectul longitudinal al GD și ADHD, analizele longitudinale nu au fost ajustate pentru SUD la valul 3. De asemenea, SUD la valul 3 pot fi parțial o consecință a GD și ADHD la valul 1, și ajustarea pentru acestea poate, prin urmare, elimina o parte din efectul adevărat al GA sau ADHD la valul 1 pe GD și ADHD la valul 3. Valorile lipsă pe aceste scale SUD au fost imputate pentru 264 de cazuri în valul 1 și 49 de cazuri în valul 3, folosind multiple imputații în MPLUS 8.0 într-un cadru bayesian, creând 20 de seturi de date imputate utilizând scale SUD, precum și măsuri de utilizare pentru cele trei substanțe din toate cele trei valuri, plus vârsta și limbajul. În general, impactul SUD asupra asocierilor dintre GD și ADHD a fost mic și, prin urmare, prezentăm doar analize ajustate de SUD în tabele și cifre.

REZULTATE

Asociații transversale

Tabel 1 prezintă rezultate descriptive și rate ale prevalenței GD, ADHD și SUDs. Prevalența GD a scăzut de la 8.8% în valul 1 la 6.3% în valul 3 [testul McNemar χ2 (1)

= 29.81; p <0.001]. Prevalența ADHD a crescut de la 5.7% în valul 1 la 7.6% în valul 3 [testul McNemar χ2 (1)

= 18.68; p <0.001]. Secțional, ADHD a fost mai frecvent la participanții cu GD decât fără GD, în ambele valuri, cu un Odds Ratio (OR) de 3.21 [2.39, 4.32] pentru valul 1 și 2.56 [1.86, 3.52] pentru valul 3. SUD-urile au fost nu s-au asociat semnificativ cu GD în valul 1, totuși SUD-urile au fost semnificativ mai frecvente la participanții cu GD decât fără GD în valul 3. În consecință, ajustarea pentru SUD a schimbat doar marginal asocierea dintre ADHD și GD în valul 1, dar a redus această asociere în val 3 (de la OR = 2.56 la OR = 2.08). Scorurile medii ale fiecăruia dintre cele șase articole ADHD au fost mai mari la participanții cu GD la undele 1 și 3, deși acest lucru nu a fost semnificativ mai mare pentru al doilea element al subscalei de hiperactivitate ADHD („acționat de un motor”; Tabel 2). Atât scorurile de neatenție, cât și de hiperactivitate au fost asociate în secțiune cu GD în undele 1 și 3, cu toate acestea, diferențele dintre participanții cu și fără GD au fost mai accentuate pentru subscala de neatenție (vezi tabelul 2). Când ambele subscale au fost introduse într-un model de regresie cu GD ca rezultat, doar neatenția a fost asociată semnificativ cu GD (tabel 2) în ambele valuri.

TABELUL 1

Tabelul 1. Exemple de statistici și asocieri transversale între tulburarea de joc și ADHD.

TABELUL 2

Tabelul 2. Diferențe între mijloacele individuale ADHD și subscale ADHD între participanții cu și fără tulburare de joc.

Asocieri longitudinale

Participanții cu GD la valul 1 au fost mai predispuși să arate ADHD la unda 3, iar participanții cu ADHD la unda 1 au fost mai predispuși să arate GD la unda 3 (tabel 3). Aceste asociații au fost testate folosind un model ARCL (fig 1), care a arătat că GD și ADHD au asociații longitudinale bidirecționale semnificative, chiar și atunci când se ia în considerare corelația automată a aceleiași măsuri în timp și corelația dintre GD și ADHD în același moment. Coeficientul pentru ADHD la unda 1 pe GD la unda 3 a fost similar (probit standardizat = 0.066 [0.023, 0.109]; p = 0.003; corespunzând unui OR al 1.72) coeficientului pentru GD la unda 1 pe ADHD la unda 3 (probit standardizat = 0.058 [0.013, 0.102]; p = 0.011; corespunzător unei OR de 1.47). Ajustările pentru SUD au avut doar un impact minor asupra căilor încrucișate (coeficienții neajustați pentru SUD au fost 0.078 și 0.057, rezultatele nu sunt prezentate).

TABELUL 3

Tabelul 3. Prevalența și scorurile tulburării de joc și ADHD în valul 3 ca funcție a tulburării de joc și a stării ADHD la valul 1.

FIGURA 1

Figura 1. Model autoregresiv încrucișat între măsurile binare pentru tulburarea jocurilor și ADHD. Toate căile arătate sunt semnificative la p <.05 nivel. WLSMV a fost estimatorul utilizat. Coeficienții sunt probit standardizat. Ajustat pentru tulburări de vârstă, limbaj și consum de substanțe la valul 1. ADHD, tulburare de hiperactivitate cu deficit de atenție

În ceea ce privește asocierile longitudinale între scorurile sub subscalei ADHD și scorul GD, ARCL incluzând scorul GD și schemele de neatenție și hiperactivitate ADHD au prezentat doar semnificații (în special bidirecționale; vezi Figura 2) asocieri între scorul GD și subscala de neatenție ADHD (Beta standardizată de la neatenție la vârsta 20 la scorul GD la vârsta 25: 0.090 [0.056, 0.124]; p <0.001; de la scor GD la 20 de ani până la neatenție la 25 de ani: 0.044 [0.016, 0.071]; p = 0.002). Subscala de hiperactivitate ADHD nu a prezentat asocieri longitudinale semnificative cu scor GD (Beta standardizată de la hiperactivitate la vârsta 20 până la scorul GD la vârsta 25: −0.025 [−0.054, 0.005]; p = 0.102; de la scorul GD la vârsta 20 la hiperactivitate la vârsta 25: 0.004 [−0.023, 0.031]; p = 0.755).

FIGURA 2

Figura 2. Model autoregresiv încrucișat între măsurile continue ale tulburării de joc și schemele de neatenție și hiperactivitate ale ADHD. GD, tulburări de joc; Inatt, neatenție; Hyper, hiperactivitate. Numai semnificativ (p <.05) sunt afișați coeficienții. Căile în gri au fost estimate, dar nu au fost semnificative. MLR a fost estimatorul utilizat. Coeficienții sunt beta standardizate. Ajustat pentru vârsta, limbajul și tulburările de consum de substanțe la valul 1.

Rezultate ale participanților cu GD comorbidă și ADHD

După cum se arată în Tabelul 3, prevalența GD la valul 3 a fost cea mai mare la participanții cu GD și ADHD la valul 1 (32.3%), urmată de cei cu GD doar la valul 1 (20.4%) și apoi la cei cu ADHD doar la valul 1 (8.0%) . Acestea au arătat în continuare GD oarecum mai frecvente decât participanții fără GD sau ADHD la valul 1 (4.6%). Astfel, având ADHD numai la valul 1 a fost asociat cu rate mai mari de GD în valul 3 comparativ cu participanții care nu aveau nici GD, nici ADHD la valul 1 [OR neajustat = 1.81 [1.10, 3.00]; după ajustarea pentru vârstă, limbă și SUD, coeficientul (OR = 1.60 [0.95, 2.69]) a fost chiar sub nivelul de semnificație]. Mai mult, GD la valul 1 era mai probabil să persiste în valul 3 în rândul participanților cu ADHD și GD la valul 1 decât în ​​rândul participanților cu GD doar la valul 1 (coeficientul neajustat a fost de 1.87 [1.05, 3.32], cu toate acestea, după ajustarea pentru vârstă , limbaj și SUD, coeficientul rezultat a fost chiar sub semnificație: OR = 1.73 [0.96, 3.12]). Pe de altă parte, deși GD la valul 1 a fost asociat cu noi apariții ale ADHD în valul 3 (9.1% comparativ cu 5.7% în grupul de referință: OR = 1.63 [1.12, 2.36]), ADHD nu a fost mai persistent în valul 3 printre participanții cu GD și ADHD la valul 1 (33.8%) comparativ cu participanții cu ADHD numai la valul 1 (35.1%; ajustat OR = 0.92 [0.51, 1.66]). În cele din urmă, combinația de ADHD și GD în valul 3 a fost cea mai frecventă (10.8%) în rândul participanților care aveau deja ADHD și GD în valul 1, dar rata de persistență a acestei combinații (10.8%) nu a fost foarte mare.

Participanții cu o combinație de GD și ADHD la valul 1 au avut cele mai slabe scoruri pentru toate celelalte rezultate măsurate (tabelul 4): scoruri cele mai mari la depresie majoră, scoruri cele mai scăzute privind sănătatea mintală și satisfacția vieții și frecvența cea mai mare a performanței slabe la locul de muncă sau la școală. Participanții cu ADHD numai la valul 1 au avut rezultate ceva mai bune decât cei cu GD și ADHD la unda 1; participanții cu GD numai la valul 1 au fost mai buni (deși nu toți coeficienții au fost semnificanți), iar cei cu GD și nici ADHD la unda 1 au avut cel mai pozitiv alte rezultate.

TABELUL 4

Tabelul 4. Scoruri pentru depresie majoră, sănătate mintală, satisfacție în viață și performanță slabă la locul de muncă / școală, în funcție de tulburarea de joc și statutul ADHD la valul 1.

Discuție

Acest studiu și-a propus să reexamineze asocierea dintre (GD) și tulburarea de hiperactivitate cu deficit de atenție (ADHD) într-un eșantion longitudinal de tineri elvețieni. În ambele puncte de măsurare, GD a fost considerabil mai frecvent (OR undă 1: 3.21 [2.39, 4.32]; OR undă 3: 2.56 [1.86, 3.52]) în rândul participanților cu ADHD decât în ​​rândul celor fără ADHD. În mod similar, ADHD a fost mai frecventă printre participanții cu GD decât cei fără GD. Aceste descoperiri sunt în concordanță cu studiile existente care arată asociații transversale între GD și ADHD (8). Important, studiul nostru a identificat și asociații longitudinale în ambele direcții: ADHD la vârsta 20 a crescut riscul de GD la vârsta 25, iar GD la vârsta 20 a crescut riscul de ADHD la vârsta 25. Până în prezent, doar puține studii au investigat asociații longitudinale (8) între ADHD și GD, și, pentru cea mai bună cunoaștere a autorilor, niciun studiu nu a arătat încă asocieri bidirecționale între ADHD și GD.

Au fost propuse mai multe teorii cu privire la mecanismele care stau la baza asociațiilor dintre ADHD și jocuri de noroc. În special, jocurile pot stimula în mod optim indivizii cu ADHD, oferind o activitate interesantă cu recompense imediate: prin urmare, poate fi o modalitate de a face față simptomelor ADHD. Cu toate acestea, deoarece jocurile de joc oferă exact ceea ce pot prefera persoanele cu ADHD, expunerea frecventă la un astfel de stimul puternic poate consolida simptomele ADHD (29) și duc la un interes mai mic pentru alte activități importante, cum ar fi munca sau școala. Jocurile pot, de asemenea, consuma o cantitate semnificativă din ziua unei persoane, reducând în continuare timpul petrecut în alte activități care pot fi mai puțin problematice sau chiar influențează pozitiv evoluția ADHD (27, 31). Aceste efecte ale expunerii la jocuri video pot fi chiar amplificate dacă sunt combinate cu simptomele disfuncționale ale GD, cum ar fi preocuparea sau obsesia pentru jocuri sau chiar simptomele de retragere atunci când nu se poate juca. Cu toate acestea, este important de menționat că niciuna dintre aceste explicații potențiale pentru asocierea dintre GD și ADHD nu a fost susținută până acum cu suficiente dovezi, există în mod clar mai multe cercetări privind mecanismul care leagă GD și ADHD.

Neatenție vs. hiperactivitate

O altă constatare a fost că neatenția și hiperactivitatea subscale a ADHD au arătat, de asemenea, asocieri semnificative transversale cu GD. Cu toate acestea, dacă s-a introdus în comun într-un model de regresie, doar neatenția a rămas semnificativă, ceea ce indică faptul că legătura dintre ADHD și GD poate fi contabilizată în principal de această variabilă. În mod similar, modelul ARCL folosind atât subscale continue ADHD, cât și scor GD a arătat că legătura dintre ADHD și GD (în ambele direcții) a fost dominată de subscala de neatenție, asociațiile longitudinale pentru subescala de hiperactivitate fiind nesemnificative (și chiar ușor negativ). Această constatare este în concordanță cu cele dintr-un studiu transversal anterior (26) a adulților 205, care au constatat că subscala de hiperactivitate nu a fost legată semnificativ cu GD. Panagiotidi (26) a sugerat că o posibilă explicație pentru legătura dintre subscala de neatenție ADHD și GD a fost aceea că jocul a îmbunătățit atenția vizuală și, prin urmare, persoanele cu ADHD ar putea folosi jocul ca o formă de auto-medicație pentru deficiențele care îi sunt atrase. Pe de altă parte, un studiu asupra copiilor mici (27) a constatat că subscala de hiperactivitate a fost asociată mai puternic cu GD în rândul băieților, în timp ce subscala de neatenție a fost mai puternic asociată cu GD în rândul fetelor. Cu toate acestea, faptul că acest eșantion a fost mult mai tânăr (vârsta medie 5.8 ani) și chestionarele au fost, așadar, completate de părinții lor, face ca aceste rezultate să fie comparabile cu ale noastre. Lopez și colab. (48), de asemenea, a raportat că problemele de abuz de substanțe, care pot împărtăși unele mecanisme cu dependențele de comportament, au fost mai frecvente la indivizii cu subtipul combinat de neatenție și hiperactivitate decât la cei cu subtipul predominant neatent. Cu siguranță este nevoie de mai multe cercetări cu privire la asocierea componentelor ADHD cu GD.

Rezultatele participanților cu GD și ADHD

Studiul de față a testat dacă indivizii cu GD și ADHD la vârsta 20 au avut rezultate mai slabe la 25 de vârstă decât persoanele cu doar GD sau doar ADHD. Rezultatele noastre indică faptul că GD ar fi putut fi mai persistent (adică, prezent în undele 1 și 3) în rândul indivizilor care au avut și ADHD la vârsta 20 decât în ​​rândul celor cu doar GD la vârsta 20, cu toate acestea, coeficientul din studiul nostru a fost chiar sub semnificație. după ajustarea pentru SUD, care indică faptul că alți factori în afară de ADHD pot influența, de asemenea, persistența GD. Acest lucru este în conformitate cu dovezi similare din domeniul SUD-urilor care arată că ADHD poate avea un impact negativ asupra cursurilor acestor tulburări, adică, persoanele cu ADHD pot deveni dependenți mai ușor și pot avea rate de remisie mai mici (15). Studiul de față sugerează că acest lucru poate fi nu numai în cazul SUD-urilor, ci și al rezultatelor precum HG. Cu toate acestea, ADHD nu a fost mai persistent în rândul participanților cu GD comorbidă și ADHD la vârsta 20 decât în ​​rândul participanților cu ADHD doar la vârsta 20. Acest lucru indică faptul că HG poate să nu influențeze negativ cursul ADHD deja existent.

La vârsta 25, participanții cu ADHD și GD la vârsta 20 au avut cele mai slabe rezultate la toate celelalte scale măsurate - scoruri de scară de sănătate mintală SF-12, scoruri de depresie majore, satisfacție în viață și performanțe slabe la locul de muncă sau la școală. Participanții care au avut doar ADHD la vârsta 20 au avut cel de-al doilea rezultat cel mai slab. Participanții care au avut GD doar la vârsta 20 au avut rezultate ceva mai bune la vârsta 25 decât cei cu doar ADHD la vârsta 20. Participanții care nu au avut nici ADHD, nici GD la vârsta 20 au avut cele mai bune rezultate. Cu toate acestea, diferențele în alte rezultate între participanții cu GD și ADHD la vârsta 20 și cei cu doar ADHD au fost relativ mici și numai semnificative pentru scorurile depresiei majore. Cu toate acestea, au existat relativ puține cazuri atât cu GD, cât și cu ADHD la unda 1.

Cu toate acestea, rezultatele noastre oferă dovezi că indivizii cu GD și ADHD pot avea rezultate mai slabe decât persoanele care au doar GD sau care au doar ADHD. Ei sugerează, de asemenea, că GD este mai mult decât un simplu simptom sau corelat al ADHD, deoarece este asociat cu rezultate mai grave chiar și la persoanele cu ADHD. Prin urmare, GD ar trebui să fie considerată ca o afecțiune potențial gravă, iar persoanele cu ADHD comorbid și GD pot necesita o considerație specială.

Limitări

Eșantionul nostru a constat doar din tineri elvețieni cu o vârstă limitată. Astfel, rezultatele noastre pot să nu fie generalizabile pentru alte populații. În general, deși coeficienții asociațiilor longitudinale dintre GD și ADHD au fost semnificativi, aceștia au fost relativ mici. Cu toate acestea, acestea au rămas relativ neschimbate, chiar și atunci când au fost ajustate pentru variabile potențial confuze, cum ar fi SUD-urile. Instrumentul utilizat pentru măsurarea GD a diferit oarecum între undele 1 și 3, deoarece scala de dependență a jocului a fost extinsă în undele 1 și 2 pentru a evalua și dependența de internet. Acest lucru a fost parțial corectat prin stabilirea scorului instrumentului la 0 pentru participanții care au jucat jocuri video mai puțin decât săptămânal. În general, diferențele mici în ratele de prevalență au fost în direcția așteptată (prevalență mai mică odată cu creșterea vârstei), iar rezultatele consecvente au indicat că impactul diferențelor de formulare între instrumente a fost mic. Din motive de spațiu, am folosit versiunea scurtă, cu șase articole, a Scalei de auto-raportare pentru ADHD pentru adulți, constând din doar patru elemente pentru neatenție și două pentru hiperactivitate. Cercetări suplimentare care utilizează scale ADHD mai lungi, care să permită o mai bună diferențiere a subtipurilor, sunt cu siguranță necesare.

Concluzie

Prezentul studiu se adaugă la dovezile existente conform cărora GD poate fi asociată cu rezultate grave de sănătate mintală negativă prin furnizarea de dovezi că ADN și GD adulți au asociații longitudinale bidirecționale, adică fiecare crește riscul celuilalt. Acest lucru sugerează și posibilitatea ca cele două tulburări să se consolideze reciproc, adică să provoace un cerc vicios (49): ADHD precoce poate facilita dezvoltarea GD, care, la rândul său, poate agrava ADHD, care poate agrava din nou GD. Mai mult, am arătat că aceste asocieri bidirecționale s-au datorat mai mult sub subscalei de neatenție a ADHD decât subscalei sale de hiperactivitate, care nu a fost asociată în mod independent cu GD. Tinerii cu GD și ADHD pot avea rezultate mai slabe decât indivizii care prezintă doar una dintre cele două tulburări și, prin urmare, pot avea nevoie de o atenție specială. În consecință, persoanele cu ADHD sau GD ar trebui să fie examinate pentru cealaltă tulburare. Tratamente eficiente pentru ADHD pot preveni apariția GD (49), de exemplu terapia cognitivă comportamentală integrată, așa cum este utilizată în tratamentul ADHD și SUD comorbid (50). Măsurile preventive pentru promovarea unei utilizări mai adecvate a jocurilor pe calculator de către persoanele cu ADHD actual pot fi utile. Persoanele cu un subtip ADHD neatenție pot avea nevoie de o atenție specială cu privire la activitățile lor de joc.

Contribuțiile autorului

SM a analizat datele și a scris lucrarea. GG și JS au conceput studiul. GG, JS și VG au asistat analiza datelor și au comentat versiunile anterioare ale manuscrisului.

Finanțare

Acest studiu a fost finanțat de Fundația Națională a Științei Elvețiene (FN 33CSC0-122679, FN 33CS30-139467 și FN 33CS30_148493).

Declarația privind conflictul de interese

Autorii declară că cercetarea a fost efectuată în absența oricăror relații comerciale sau financiare care ar putea fi interpretate ca un potențial conflict de interese.

Referinte

  1. Van Rooij AJ, Kuss DJ, Griffiths MD, ShortW GW, Schoenmakers TM, Van De Mheen D. (co-) apariția jocurilor video problematice, a consumului de substanțe și a problemelor psihosociale la adolescenți. J Behav Addict. (2014) 3: 157 – 65. doi: 10.1556 / JBA.3.2014.013

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Griffiths MD, Király O, Pontes HM, Demetrovics Z. O imagine de ansamblu a jocurilor cu probleme. În: Aboujaoude E, Starcevic V, Editori. Sănătatea mintală în era digitală: pericolele grave, o mare promisiune. New York, NY: Oxford University Press (2015). p. 27-45.

Google Academic

  1. Müller K, Janikian M, Dreier M, Wölfling K, Beutel M, Tzavara C și colab. Comportamentul regulat al jocurilor și tulburarea jocurilor pe internet la adolescenții europeni: rezultă dintr-un sondaj reprezentativ transnațional de prevalență, predictori și corelații psihopatologice. Eur Child Adolesc Psychiatry (2015) 24:565–74. doi: 10.1007/s00787-014-0611-2

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Mihara S, Higuchi S. Studii epidemiologice transversale și longitudinale ale tulburării de joc I nternet: o revizuire sistematică a literaturii. Psihiatrie Clin Neurosci. (2017) 71: 425 – 44. doi: 10.1111 / pcn.12532

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Saunders JB, Hao W, Long J, King DL, Mann K, Fauth-Bühler M, și colab. Tulburare de joc: delimitarea acesteia ca o condiție importantă pentru diagnostic, management și prevenire. J Behav Addict. (2017) 6: 271-9. doi: 10.1556 / 2006.6.2017.039

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Andreassen CS, Billieux J, Griffiths MD, Kuss DJ, Demetrovics Z, Mazzoni E și colab. Relația dintre utilizarea dependenței de social media și jocurile video și simptomele tulburărilor psihiatrice: un studiu transversal la scară largă. Psychol Addict Behav. (2016) 30: 252 – 62. doi: 10.1037 / adb0000160

CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Lemmens JS, Valkenburg PM, Peter J. Dezvoltarea și validarea unei scări de dependență de joc pentru adolescenți. Media Psychol. (2009) 12: 77-95. doi: 10.1080 / 15213260802669458

CrossRef Full Text | Google Academic

  1. González-Bueso V, Santamaría JJ, Fernández D, Merino L, Montero E, Ribas J. Asocierea între tulburarea de jocuri pe internet sau utilizarea patologică a jocurilor video și psihopatologia comorbidă: o revizuire cuprinzătoare. Int J Environ Res Sănătatea Publică. (2018) 15: E668. doi: 10.3390 / ijerph15040668

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Marmet S, Studer J, Rougemont-Bücking A, Gmel G. Profiluri latente de fond familial, personalitate și factori de sănătate mintală și asocierea lor cu dependențele de comportament și tulburările de consum de substanțe la bărbații elvețieni tineri. Eur Psihiatrie (2018) 52: 76 – 84. doi: 10.1016 / j.eurpsy.2018.04.003

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Kardefelt-Winther D, Heeren A, Schimmenti A, van Rooij A, Maurage P, Carras M, și colab. Cum putem conceptualiza dependența de comportament fără a patologiza comportamentele comune? Dependenta (2017) 112: 1709-15. doi: 10.1111 / add.13763

CrossRef Full Text

  1. Griffiths MD, Van Rooij AJ, Kardefelt-Winther D, Starcevic V, Király O, Pallesen S, și colab. Lucrând la un consens internațional privind criteriile pentru evaluarea tulburării de jocuri pe Internet: un comentariu critic asupra lui Petry și colab. (2014). Dependenta (2016) 111: 167-75. doi: 10.1111 / add.13057

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Aarseth E, Bean AM, Boonen H, Colder Carras M, Coulson M, Das D și colab. Documentul de dezbatere deschis al cărturarilor cu privire la propunerea Organizației Mondiale a Sănătății ICD-11 privind tulburarea de joc J Behav Addict. (2017) 6: 267-70. doi: 10.1556 / 2006.5.2016.088

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Asociația Americană de Psihiatrie. Manualul de diagnostic si statistica a tulburarilor mentale. 5th ed. Washington, DC: Autor: American Psychiatric Publishing (2013).

Google Academic

  1. Organizatia Mondiala a Sanatatii. Întrebări și răspunsuri privind tulburările de joc 2018 Disponibil online la: http://www.who.int/features/qa/gaming-disorder/en/
  2. Ginsberg Y, Quintero J, Anand E, Casillas M, Upadhyaya HP. Subdiagnosticul tulburării de deficit de atenție / hiperactivitate la pacienții adulți: o revizuire a literaturii. Prim Ingrijitor Companion CNS Disord. (2014) 16:PCC.13r01600. doi: 10.4088/PCC.13r01600

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Estevez N, Eich-Hochli D, Dey M, Gmel G, Studer J, Mohler-Kuo M. Prevalența și factorii asociați pentru tulburarea de hiperactivitate cu deficit de atenție a adulților la tineri elvețieni. PLoS ONE (2014) 9: e89298. doi: 10.1371 / journal.pone.0089298

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Kessler RC, Adler L, Barkley R, Biederman J, Conners CK, Demler O, și colab. Prevalența și corelațiile ADHD-urilor adulte din Statele Unite: rezultă din replica națională a studiului de comorbiditate. Am J Psihiatrie (2006) 163: 716 – 23. doi: 10.1176 / ajp.2006.163.4.716

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Miller TW, Nigg JT, Faraone SV. Comorbiditatea axelor I și II la adulți cu ADHD. J Abnorm Psychol. (2007) 116:519–28. doi: 10.1037/0021-843X.116.3.519

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Fayyad J, De Graaf R, Kessler R, Alonso J, Angermeyer M, Demyttenaere K, și colab. Prevalența transnațională și corelațiile tulburării de hiperactivitate cu deficit de atenție la adulți. Br J Psihiatrie (2007) 190: 402 – 9. doi: 10.1192 / bjp.bp.106.034389

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Kolla NJ, van der Maas M, Toplak ME, Erickson PG, Mann RE, Seeley J, și colab. Profilul simptomelor tulburării de hiperactivitate cu deficit de atenție la adulți și probleme concomitente cu alcoolul și canabisul: diferențe de sex la un reprezentant, sondaj de populație. BMC Psihiatrie (2016) 16:50. doi: 10.1186/s12888-016-0746-4

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Gudjonsson GH, Sigurdsson JF, Smari J, Young S. Relația dintre satisfacția cu viața, simptomele ADHD și problemele asociate dintre studenții universitari. J tulburare de Atten. (2009) 12: 507-15. doi: 10.1177 / 1087054708323018

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Starcevic V, Khazaal Y. Relațiile dintre dependențele de comportament și tulburările psihiatrice: ce se știe și ce este încă de învățat? Pediatrie primară (2017) 8: 53. doi: 10.3389 / fpsyt.2017.00053

CrossRef Full Text

  1. Gentile DA, Choo H, Liau A, Sim T, Li D, Fung D și colab. Utilizarea jocurilor video patologice în rândul tinerilor: un studiu longitudinal de doi ani. Pediatrie (2011) 127:e319–29. doi: 10.1542/peds.2010-1353

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Wartberg L, Kriston L, Zieglmeier M, Lincoln T, Kammerl R. Un studiu longitudinal privind cauzele și consecințele psihosociale ale tulburării de jocuri pe internet în adolescență. Psychol Med. (2018). doi: 10.1017 / S003329171800082X. [Epub înainte de tipărire].

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Peeters M, Koning I, van den Eijnden R. Prezicerea simptomelor tulburării jocurilor de internet la adolescenții tineri: un studiu de urmărire de un an. Comput Hum Behav. (2018) 80: 255-61. doi: 10.1016 / j.chb.2017.11.008

CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Panagiotidi M. Jocuri video problematice și trăsături ADHD la o populație adultă. Cyberpsychol Behav Soc Netw. (2017) 20: 292 – 5. doi: 10.1089 / cyber.2016.0676

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Paulus FW, Sinzig J, Mayer H, Weber M, von Gontard A. Tulburări de jocuri pe calculator și ADHD la copiii mici - un studiu bazat pe populație. Int J Ment Sănătate Addict. (2017) 16:1193–207. doi: 10.1007/s11469-017-9841-0

CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Parc JH, Lee YS, Sohn JH, Han DH. Eficacitatea atomoxetinei și metilfenidatului pentru jocurile online problematice la adolescenți cu tulburări de hiperactivitate cu deficit de atenție. Hum Psychopharmacol. (2016) 31: 427 – 32. doi: 10.1002 / hup.2559

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Weiss MD, Baer S, Allan BA, Saran K, Schibuk H. Cultura ecranelor: impact asupra ADHD. Atten Defic Hyperact Disord. (2011) 3:327–34. doi: 10.1007/s12402-011-0065-z

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Swing EL, Gentile DA, Anderson CA, Walsh DA. Expunerea televiziunii și a jocurilor video și dezvoltarea problemelor de atenție. Pediatrie (2010) 126:214–21. doi: 10.1542/peds.2009-1508

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Gentile DA, Swing EL, Lim CG, Khoo A. Jocuri video, probleme de atenție și impulsivitate: dovezi ale cauzalității bidirecționale. Psychol Pop Media Cult. (2012) 1: 62 – 70. doi: 10.1037 / a0026969

CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Gmel G, Akre C, Astudillo M, Bähler C, Baggio S, Bertholet N, și colab. Studiul de cohortă elvețiană privind factorii de risc ai utilizării substanțelor - constatările a două valuri. dependenta (2015) 61:251–62. doi: 10.1024/0939-5911.a000380

CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Studer J, Baggio S, Mohler-Kuo M, Dermota P, Gaume J, Bertholet N, și colab. Examinarea prejudecăților care nu au răspuns în cercetarea consumului de substanțe - Sunt respondenții cu întârziere pentru respondenți? Alcoolul de droguri depinde. (2013) 132: 316 – 23. doi: 10.1016 / j.drugalcdep.2013.02.029

CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Kessler RC, Adler L, Ames M, Demler O, Faraone S, Hiripi E și colab. Organizația Mondială a Sănătății pentru adulți ADHD scară (ASRS): o scară de screening scurt pentru utilizare în populația generală. Psychol Med. (2005) 35: 245 – 56. doi: 10.1017 / S0033291704002892

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Asociația Americană de Psihiatrie. Manualul de diagnostic si statistica a tulburarilor mentale. 4th ed. Washington, DC: American Psychiatric Association (1994).

Google Academic

  1. Grant BF, Dawson DA, Stinson FS, Chou PS, Kay W, Pickering R. Tulburarea consumului de alcool și dizabilitățile asociate Schedule IV (AUDADIS-IV): fiabilitatea consumului de alcool, consumul de tutun, istoricul familial al depresiei și diagnosticul psihiatric module într-un eșantion general de populație. Alcoolul de droguri depinde. (2003) 71:7–16. doi: 10.1016/S0376-8716(03)00070-X

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Knight JR, Wechsler H, Kuo M, Seibring M, Weitzman ER, Schuckit MA. Abuzul de alcool și dependența dintre studenții colegiului american. J Alcool din stud (2002) 63: 263 – 70. doi: 10.15288 / jsa.2002.63.263

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Annaheim B, Scotto TJ, Gmel G. Revizuirea testului de identificare a tulburărilor de utilizare a canabisului (CUDIT) prin intermediul teoriei de răspuns a elementelor. Int J Metode Psihiatru Res. (2010) 19: 142 – 55. doi: 10.1002 / mpr.308

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Adamson SJ, Sellman JD. Un prototip instrument de screening pentru tulburarea de consum de canabis: Testul de identificare a tulburărilor de utilizare a canabisului (CUDIT) într-un eșantion clinic dependent de alcool. Drug Alcohol Rev. (2003) 22: 309-15. doi: 10.1080 / 0959523031000154454

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Heatherton TF, Kozlowski LT, Frecker RC, Fagerstrom KO. Testul Fagerström pentru dependența de nicotină: o revizuire a chestionarului de toleranță Fagerstrom. Br J Addict. (1991) 86:1119–27. doi: 10.1111/j.1360-0443.1991.tb01879.x

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Bech P, Rasmussen NA, Olsen LR, Noerholm V, Abildgaard W. Sensibilitatea și specificul inventarului depresiei majore, folosind examenul de stat actual ca indice de validitate diagnostică. J Affect Disord. (2001) 66:159–64. doi: 10.1016/S0165-0327(00)00309-8

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Ware JE, Kosinski M, Keller SD. Cum să notăm scala de rezumat a sănătății fizice și mintale SF-12. 2nd ed. Boston, MA: Institutul de sănătate, New England Medical Center (1995).
  2. Diener E, Emmons RA, Larsen RJ, Griffin S. Satisfacția cu scala vieții. J Pers evalua. (1985) 49: 71 – 5. doi: 10.1207 / s15327752jpa4901_13

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Hibell B, Guttormsson U, Ahlström S, Balakireva O, Bjarnason T, Kokkevi A, și colab. Raportul 2011 ESPAD: Utilizarea substanțelor în rândul studenților din țările europene 36: ESPAD (2012).
  2. Muthen LK, Muthen BO. Mplus Versiunea 8 Ghidul utilizatorului. Muthen & Muthen; Los Angeles, CA 2017.
  3. Selig JP, Little TD. Analiză autoregresivă și retardată a panoului pentru date longitudinale. În: Laursen B, Little TD, Card NA, editori. Manual de metode de cercetare în dezvoltare. New York, NY: Guilford Press (2012). p. 265-78.

Google Academic

  1. Muthén LK, Muthén B. Analiza regresiei, analiza factorilor exploratorii, analiza factorilor confirmatori și modelarea ecuațiilor structurale pentru rezultatele categorice, cenzurate și contorizate. Los Angeles: cursuri scurte Mplus (subiectul 2). (2009).

Google Academic

  1. Lopez R, Dauvilliers Y, Jaussent I, Billieux J, Bayard S. O abordare multidimensională a impulsivității în tulburarea de hiperactivitate cu deficit de atenție a adulților. Psihiatrie Res. (2015) 227: 290-5. doi: 10.1016 / j.psychres.2015.03.023

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. Yen JY, Liu TL, Wang PW, Chen CS, Yen CF, Ko CH. Asociere între tulburarea de jocuri pe Internet și deficitul de atenție a adulților și tulburarea de hiperactivitate și corelațiile lor: impulsivitate și ostilitate. Addict Behav. (2017) 64: 308 – 13. doi: 10.1016 / j.addbeh.2016.04.024

PubMed Rezumat | CrossRef Full Text | Google Academic

  1. van Emmerik-van Oortmerssen K, Vedel E, van den Brink W, Schoevers RA. Terapie cognitivă comportamentală integrată pentru pacienții cu tulburări de consum de substanțe și ADHD comorbid: două prezentări de caz. Addict Behav. (2015) 45: 214 – 7. doi: 10.1016 / j.addbeh.2015.01.040

CrossRef Full Text | Google Academic