Prevalența și predictorii dependenței de jocuri video: un studiu bazat pe un exemplar reprezentativ al jucătorilor (2016)

Abstract

Jocurile video au devenit o activitate populară de agrement în multe părți ale lumii, iar un număr din ce în ce mai mare de studii empirice examinează minoritatea minoră care pare să dezvolte probleme ca rezultat al jocurilor excesive. Acest studiu a investigat ratele de prevalență și predictorii dependenței de jocuri video într-un eșantion de jucători, aleși în mod aleatoriu din Registrul Național al Populației din NorvegiaN = 3389). Rezultatele au arătat că erau 1.4% jucători dependenți, 7.3% jucători cu probleme, 3.9% jucători implicați și 87.4% jucători normali. Sexul (a fi bărbat) și grupul de vârstă (a fi tânăr) au fost asociate pozitiv cu jucătorii dependenți, cu probleme și implicați. Locul nașterii (Africa, Asia, America de Sud și de Sud) au fost asociate pozitiv cu jucătorii dependenți și cu jucători cu probleme. Dependența de jocuri video a fost asociată negativ cu conștiinciozitatea și asociată pozitiv cu nevrotismul. Sănătatea psihosomatică precară a fost asociată pozitiv cu jocurile cu probleme și angajate. Acești factori oferă o perspectivă asupra domeniului dependenței de jocuri video și pot ajuta la oferirea de îndrumări cu privire la modul în care pot fi identificați persoanele care riscă să devină jucători dependenți.

Cuvinte cheie: Dependența de jocuri video, prevalența, trăsăturile de personalitate, sănătatea psihosomatică, variabilele demografice

Jocurile video sunt una dintre cele mai populare activități recreative contemporane. S-a demonstrat că 59% din toți americanii joacă jocuri video (Ipsos MediaCT ). În medie, 48% dintre europeni au jucat jocuri video (Ipsos MediaCT ) și că 56% dintre norvegienii tineri adulți (cu vârste cuprinse între 16 și 40 de ani) joacă regulat jocuri video (Mentzoni și colab. ). Dintre adolescenți, proporția de jucători este chiar mai mare, după cum se arată într-un sondaj care arată că 97% dintre americanii cu vârste cuprinse între 12 și 17 ani joacă jocuri video (Lenhart și colab. ).

Pe măsură ce jocurile video au crescut, pentru a avea rapoarte despre jocurile problematice. Termenii utilizați pentru a descrie jocurile video problematice diferă în literatura de specialitate (Brunborg et al. ). in prezent studiez joc video dependență este folosit ca termen preferat și va fi folosit pentru a se referi la utilizarea problematică sau patologică a jocurilor video, unde jocurile conduc la o afectare funcțională în viața de zi cu zi. Lemmens și colab. () definirea dependenței de jocuri video ca fiind o "utilizare excesivă și compulsivă a jocurilor pe calculator sau video care are ca rezultat probleme sociale și / sau emoționale; în ciuda acestor probleme, jucătorul nu poate controla această utilizare excesivă "(Lemmens et al. , p. 78).

Având în vedere că studiile anterioare au utilizat diferite instrumente de evaluare și au inclus diverse grupuri de participanți, ratele de prevalență pentru dependența de jocuri video diferă în funcție de studii (Ferguson et al. ). Într-o revistă de literatură, Ferguson și colab. () a constatat o rată de prevalență de aproximativ 6.0% pentru dependența de jocuri video. Atunci când îi excludem pe cei care ar putea fi clasificați mai degrabă ca jucători implicați, prevalența a scăzut la 3.1%.

Folosind această abordare ulterioară pentru clasificarea dependenței de jocuri video, în care articolele de scală care reflectă saliența, toleranța și modificarea dispoziției au fost considerate mai degrabă ca indicatori ai angajamentului decât dependenței, Brunborg et al. () au constatat o prevalență de 4.2% dintre jucătorii dependenți, 12.9% dintre jucătorii cu probleme, 4.9% dintre jucătorii implicați și 78% dintre jucătorii fără probleme în rândul adolescenților norvegieni. În schimb, folosind criteriile originale de notare pentru Scala de dependență a jocului pentru adolescenți (GASA; Lemmens și colab. ), Mentzoni și colab. () a estimat ratele de prevalență într-un eșantion reprezentativ de norvegieni cu vârsta cuprinsă între 16 și 40 de ani la 0.6 și 4.1% pentru dependența de jocuri video și respectiv pentru jocurile video problematice. GASA se bazează pe criterii DSM-IV adaptate pentru jocurile de noroc patologice (King și colab. ) și, prin urmare, Mentzoni și colab. () ar putea supraestima ratele de prevalență, deoarece includerea lui Charlton () criterii de angajare ar identifica un număr de jucători ca dependenți atunci când nu ar putea fi.

Studiile sunt, în general, de acord că bărbații raportează mai multe probleme legate de jocurile video în comparație cu femeile (Brunborg et al. ; Ferguson și colab. ; Mentzoni și colab. ). În ceea ce privește vârsta, un studiu a constatat că vârsta tânără a fost un predictor puternic pentru utilizarea problematică a jocurilor video (Mentzoni et al. ). Deoarece (i) cea mai mare parte a cercetărilor privind jocurile video se desfășoară pe adolescenți și adolescenți (Williams et al. ) și / sau probe de gameri (Pontes și Griffiths ) și (ii) există puține studii bazate pe eșantioane de populație generală (Wenzel și colab. ), sunt necesare mai multe cercetări pentru a identifica factorii sociodemografici relevanți pentru riscul de a dezvolta dependența de jocuri video.

În ceea ce privește importanța altor variabile demografice, literatura de specialitate este relativ limitată. În ceea ce privește starea civilă, un studiu a arătat că jucătorul tipic dependent a fost singur (Wenzel et al. ), în timp ce un alt studiu a constatat că dependența jocurilor video este independentă de mediul educațional (Rehbein et al. ). Mai mult, sa demonstrat că șomajul poate fi un factor de risc (Elliot et al. ) și este asociat cu scoruri ridicate la scala de dependență de jocuri video (Kim et al. ).

Din cele mai bune cunoștințe ale autorilor, nu există studii care să investigheze relația dintre dependența de jocuri video și țara de origine în studiile populației naționale. Astfel, această problemă ar trebui explorată în continuare. Un rezumat al studiilor recente privind prevalența a constatat că există o prevalență mai mare a jocurilor video problematice în populațiile din Asia de Est, în comparație cu populațiile occidentale, nord-americane și australiene (King et al. ). Migrația a fost sugerată a avea un efect de stres-inducție care poate duce la boli mintale (Bhugra și Jones ), dar imaginea este amestecată și sa constatat și un efect al robusteții imigranților, în care imigranții sunt protejați împotriva problemelor de sănătate mintală (Algeria et al. ). Studii de caz au raportat că țara în mișcare poate fi un factor în jocurile online excesive ca o modalitate de a depăși singurătatea (Griffiths ).

Trăsături de personalitate bazate pe modelul cu cinci factori (Costa și McCrae ) au fost anterior legate de diferite dependențe comportamentale (Andreassen et al. ). Modelul cu cinci factori diferențiază între cinci dimensiuni principale: (1) Neuroticism (ex. Fiind nervos și predispus la anxietate), (2) Extroversiune (de ex. Vorbind și plecând), (3) Deschiderea spre experiență (fiind imaginativă și intelectuală ), (4) Agreeability (de exemplu, fiind simpatic și cald) și (5) Conștiinciozitate (de exemplu, fiind organizată și promptă) (Wiggins ).

Studiile anterioare au arătat că dependența jocurilor video este corelată în mod pozitiv cu neuroticismul și negativ cu extraversiunea, acceptabilitatea (Peters și Malesky ) și conștiinciozitate (Peters și Malesky ; Andreassen și colab. ). Aceste studii anterioare nu au găsit nicio asociere în ceea ce privește deschiderea. Întrucât cercetarea în acest domeniu este încă limitată, este nevoie de mai multă cercetare. Prezentul studiu oferă o perspectivă asupra gradului în care trăsăturile de personalitate pot explica comportamentul jocului video. Mai mult, studiul de față oferă o perspectivă nouă asupra diferitelor profiluri de personalitate ale diferitelor grupuri de jucători video.

Au fost raportate o serie de consecințe psihologice negative asupra sănătății în legătură cu dependența de jocuri video (Choo et al. ), cum ar fi depresia (Mentzoni și colab. ; Van Roji și colab. ), ideație suicidară (Wenzel și colab. ; Rehbein și colab. ) și anxietate (Wenzel și colab. ; Rehbein și colab. ). În plus, un studiu a constatat că băieții dependenți de jocuri video aveau niveluri mai ridicate de tulburări de somn (Rehbein et al. ). În plus, Brunborg și colegii () a raportat că tinerii care aveau probleme cu probleme sau dependenți aveau un risc mai mare de a se simți scăzut, iritabil sau în stare proastă, nervoși, obosiți și epuizați, și simțind frică, în comparație cu jucătorii fără probleme. Cu toate acestea, jucătorii foarte implicați, care au avut o sumă comparabilă a timpului de joc, dar care nu au aprobat criteriile principale de dependență, nu au prezentat un risc mai mare pentru niciuna dintre aceste plângeri de sănătate.

Deși s-au efectuat mai multe studii privind relația dintre dependența de sănătate și jocurile video, puține studii au utilizat eșantioane reprezentative de gameri la nivel național. Deoarece prezentul studiu utilizează un eșantion reprezentativ la nivel național, este o contribuție la această diferență în literatura de specialitate. În plus, deoarece există puține studii care investighează sănătatea în raport cu diferite grupuri de jucători, studiul de față va adăuga și în această literatură în acest sens.

Primul obiectiv al studiului a fost de a estima ratele de prevalență a jucătorilor normali, angajați, cu probleme și dependenți de o gamă largă de jucători reprezentativi la nivel național. Al doilea obiectiv a fost să investigheze cât de puternic sunt asociate factorii demografici, trăsăturile de personalitate și sănătatea psihosomatică cu diferitele categorii de jocuri.

Metodă

Participanții

Participanții au fost selectați aleatoriu din Registrul Național al Populației din Norvegia. Eșantionul brut a fost format din 24,000 de persoane. Au primit un chestionar care evaluează demografia, dependența de jocuri video, factorii de personalitate și variabilele de sănătate. Au fost trimise până la două memento-uri celor care nu au răspuns. Un total de 875 de chestionare au fost returnate din diferite motive (de exemplu, adrese greșite, participanți decedați, fiind prea bolnavi pentru a răspunde, fiind în străinătate în momentul studiului sau neînțelegând norvegianul). Astfel, s-au primit în total 10,081 de răspunsuri valide, rezultând o rată de răspuns de 43.6%. Un subset de 3389 respondenți, cu vârste cuprinse între 16 și 74 de ani (1351 femei, vârsta medie = 32.6 ani) au raportat că au jucat jocuri video în ultimele 6 luni.

Ratele de prevalență a diferitelor categorii de gameri (gameri dependenți, cu probleme, angajați și normali) au fost calculați în patru moduri diferite. S-au utilizat două eșantioane diferite, dintre care una include toți participanții (N = 10,081) și unul, inclusiv jucătorii activi. Mai mult, ratele de prevalență sunt raportate folosind Charlton's () în criterii de dependență de bază și periferică și abordarea originală de notare a scalei unidimensionale așa cum este descrisă de Lemmens și colab. (). Toate ratele de prevalență raportate sunt ponderate folosind greutăți inverse de probabilitate.

Procedură

Studiul a avut loc la Universitatea din Bergen și a fost efectuat în numele Autorității norvegiene pentru jocuri de noroc și în timpul toamnei 2013. Toți participanții au primit chestionarul prin poștă. Participanții au fost informați că răspunsurile vor fi tratate în mod confidențial și că informațiile despre persoanele care răspund vor fi stocate în siguranță. Cei care au răspuns la chestionar au avut șansa de a intra într-o tombola pentru un voucher de valoare în valoare de 500 Norwegian Kroner. Studiul a fost aprobat de Comitetul Regional pentru etică în domeniul cercetării medicale și de sănătate din Vestul Norvegiei (nr. 2013 / 120).

Instrumente

Întrebări generale despre trecutul participanților au inclus: sexul, vârsta, starea civilă (căsătorit / conviețuitor sau divorțat / văduv / văduv), numărul de copii cărora le-au avut responsabilități de îngrijire (de la zero la cinci sau mai mult) (de la 100 la 000 sau mai mult), statutul de angajat (angajat cu normă întreagă, angajat cu normă întreagă, student, angajat, persoană cu dizabilități / (Norvegia, țările din regiunea nordică, dar în afara Norvegiei, țările din Europa, Africa, Asia, America de Nord, America de Sud, America Centrală sau Oceania).

Trăsăturile de personalitate au fost evaluate utilizând Mini International Item Pool (Mini-IPIP; Donellan și colab. ). Mini-IPIP se bazează pe modelul de personalitate cu cinci factori și conține elemente 20 în care fiecare trăsătură de personalitate este compusă din patru elemente. Dimensiunile incluse sunt: ​​1) Neuroticism; 2) Extroversiune; 3) Intelect / Imaginație; 4) Agreeability; și 5) Conștiinciozitate. Fiecărui element i sa răspuns pe o scară Likert în cinci puncte (1 = dezacord la 5 = complet de acord). Consistența internă (Cronbach's alpha) pentru scala din studiul actual a fost 0.80 pentru extraversiune, 0.75 pentru agreabilitate, 0.68 pentru conștiinciozitate, 0.70 pentru neuroticism și 0.66 pentru intelect / imaginațien = 3622).

A fost construită o scară de opt elemente pentru evaluarea simptomelor psihosomatice de sănătate (dureri de cap, dureri la nivelul umerilor / gâtului, dureri de stomac / intestine, probleme de somn, senzație de tristețe / depresie, senzație de neliniște și nervozitate, senzație de oboseală sau somnolență în timpul zilei și palpitații inimii ) pe baza scalelor anterioare dezvoltate pentru simptome psihosomatice (Eriksen et al. ; Hagquist ; Kroenke și colab. ; Takata și Sakata ; Thorndike și colab. ). Participanții au fost rugați să ia în considerare cât de des au experimentat aceste simptome în ultimele 2 luni alegând dintre următoarele opțiuni: „niciodată”, „mai puțin de o dată pe lună”, „de 1–3 ori pe lună”, „de 1-2 ori pe săptămână ”și„ de 3 ori pe săptămână sau mai des ”. Consistența internă (alfa Cronbach) pentru scară a fost de 0.83 (n = 3622). Un scor total al tuturor celor opt itemi a fost împărțit la opt și utilizat în analiză.

Versiunea de șapte articole a Scorului de dependență a jocurilor pentru adolescenți (GASA; Lemmens et al. ) a fost folosit pentru a evalua dependența de jocuri. Respondenții au indicat răspunsurile lor pe o scală de cinci puncte (1 = nu la 5 = foarte des). Consistența internă (alfa Cronbach) pentru scară a fost 0.84 (n = 3622).

Respondenții au fost clasificați în patru categorii diferite de jucători, și anume gameri dependenți, gameri cu probleme, jucători angajați și jucători normali (Brunborg et al. , ). Respondenții care au indicat că toate cele patru elemente care au măsurat componentele principale ale dependenței (recădere, retragere, conflict și probleme) au avut loc cel puțin "uneori" (3) au fost clasificate ca fiind dependente de jocurile video. Respondenții care au punctat cel puțin "uneori" (3) pe două sau trei dintre aceleași articole au fost clasificați drept jucători cu probleme. Respondenții care au punctat cel puțin 3 pe primele trei articole (saliență, toleranță, modificări ale dispoziției), dar care nu au înregistrat 3 sau mai mult pe mai multe criterii de bază, au fost clasificate ca angajate. Respondenții rămași au fost clasificați drept jucători fără probleme.

Variabilele demografice au fost recodificate în felul următor: sexul a fost dihotomizat (1 = Femeie și 2 = masculin), au fost construite trei grupe de vârstă (1 = 51-74, 2 = 31-50 și 3 = 16-30), statutul marital a fost dihotomizat (1 = care trăiesc cu un partener și 2 = a trai singur), locul nașterii a fost clasificat în trei grupe (1 = Africa, Asia, America de Sud și Orientul Mijlociu, 2 = Europa, America de Nord, Oceania și 3 = Norvegia), nivelul de educație a fost clasificat în trei grupe (1 = învățământul secundar inferior sau superior, 2 = învățământul profesional secundar superior și 3 = învățământul superior), statutul de angajare a fost dihotomizat (1 = șomer și 2 = angajat).

Pentru trăsăturile de personalitate și măsurarea sănătății psihosomatice, divizarea mediană a fost utilizată pentru a dihotomia ambii parametri, creând grupuri care scor deasupra (1) și mai jos (2) mediana pentru trăsăturile de personalitate și creând grupuri care scor de mai sus (2) și mai jos (1) mediana pentru sănătatea psihosomatică.

Statistici

Statisticile descriptive ale variabilelor nominale au fost calculate în termeni de distribuție. Coeficienții de corelație produs-moment Pearson au fost calculați pentru a investiga relația dintre variabilele predictive din studiu. Utilizând eșantionul care a raportat că a jucat jocuri video în ultimele 6 luni, s-au efectuat analize de regresie multinomială brute și ajustate cu variabila categorică de jocuri video („jucător dependent”, „jucător cu probleme”, „jucător angajat” și „jucător normal”) ca variabila dependentă. „Jucător normal” a fost folosit ca categorie de referință. Sexul, vârsta, locul nașterii, starea civilă, nivelul de educație și starea de angajare au fost introduse la pasul unu, personalitatea a fost inclusă la pasul doi, iar sănătatea psihosomatică a fost introdusă la pasul trei. Condițiile preliminare pentru efectuarea acestui tip de analiză au fost îndeplinite. Analizele statistice au fost realizate folosind .

REZULTATE

Tabel Table11 afișează date descriptive pentru eșantion. Procentul bărbaților care au raportat jocuri video în ultimele 6 luni au fost 62.7 și 37.3% au fost femei (N = 3389). Masa Table22 indică rate de prevalență (ponderate) pentru eșantionul jocului video și întreaga eșantion de populație, utilizând soluția de bază a lui Charlton și factorul periferic. Estimarea prevalenței pentru dependența de jocuri video a fost 1.41% (CI = 1.03, 1.80) în proba jocului video și 0.53% (CI = 0.39, 0.67) pentru întregul eșantion al populației.

Tabelul 1 

Datele descriptive pentru eșantion (N = 3389)
Tabelul 2 

Ratele de prevalență (ponderate) pentru diferitele grupuri de jucători dintr-o populație de jucători și din populație în ansamblu

Tabel Table33 indică rate de prevalență (ponderate) pentru eșantionul jocului video și întreaga eșantion de populație, după scorurile originale ale Lemmens. Estimarea prevalenței pentru dependența de jocuri video a fost 0.89% (CI = 0.58, 1.19) în proba jocului video și 0.33% (CI = 0.21, 0.44) pentru întregul eșantion al populației.

Tabelul 3 

Ratele de prevalență (ponderate) pentru diferitele grupuri de jucători într-o populație de jucători și în populație în ansamblu, după scorul original Lemmens

Tabel Table44 arată corelațiile dintre toate variabilele predictorului din studiu. Cele mai puternice corelații au fost între vârstă și nivelul de educație (r = 0.35), stare civilă și educație (r = 0.38), și grupa de vârstă mai în vârstă și starea civilă (r = 0.38).

Tabelul 4 

Coeficienții de corelație (corelația Pearson) și coeficienții Phi între toate variabilele de studiu (sex, grup de vârstă, stare civilă, locul nașterii, nivelul de educație, statutul de angajare, personalitatea [extraversiune, agreabilitate, conștiinciozitate, ...

Tabel Table55 prezintă rezultatele analizei de regresie logistică multinomială univariată (brută) în termeni de cote de raport (OR) și intervale de încredere de 95% (IÎ 95%).

Tabelul 5 

Analiza de regresie logistică multinominală (brut) în care dependența de joc video (1 = gamă dependentă, 2 = gamer problemă, 3 = gamer angajat, 4 = jucător normal) a cuprins variabila dependentă,

Tabel Table66 prezintă datele din analiza de regresie multinomială ajustată.

Tabelul 6 

Analiza de regresie multiplă (ajustată), în care dependența de joc video (1 = gamă dependentă, 2 = gamer problemă, 3 = gamer angajat, 4 = gamer normal) a cuprins variabila dependentă,

Atât în ​​analizele brute, cât și în cele ajustate, jocul cu dependență, problema sau angajat a fost asociat semnificativ și negativ cu sexul, indicând faptul că respondenții de sex masculin aveau mai multe șanse decât respondenții de sex feminin să aparțină tuturor acestor categorii.

A avea 31-50 de ani a fost asociat în mod semnificativ și negativ cu a fi un jucător dependent sau cu probleme în comparație cu grupul de contrast (16-30 de ani) atât în ​​analiza brută, cât și în analiza ajustată. A avea 51-80 de ani a fost asociat negativ cu a fi un jucător dependent, un jucător cu probleme sau un jucător angajat, comparativ cu grupul de contrast din analiza brută. Efectul a fost încă semnificativ atunci când se adaptează pentru trăsăturile de personalitate, dar asocierea cu a fi un jucător angajat nu a rămas semnificativă atunci când se adaptează pentru sănătatea psihosomatică.

Fiind născută în Africa, Asia, America de Sud sau Orientul Mijlociu, a fost în mod pozitiv și semnificativ legată de faptul că a fost un jucător dependent sau problematic atât în ​​analiza brută, cât și în cele ajustate. În analiza bruta, un scor mare pe extraversiune a fost semnificativ si negativ asociat cu a fi un jucator dependent sau angajat, comparativ cu cei care au un scor redus. În analiza ajustată, niciuna dintre asociații nu a rămas semnificativă. În analiza brută, agreabilitatea a fost asociată semnificativ și negativ cu faptul că a fost un jucător dependent de probleme, cu probleme sau angajat. Numai în analiza ajustată, a rămas asociată negativ cu faptul că a fost un jucător problematic. Pentru conștiinciozitate a existat o asociere semnificativă și negativă cu a fi un jucător dependenți, cu probleme sau angajați atât în ​​analizele crude, cât și în cele ajustate. În analiza bruta, neuroticismul a fost pozitiv si semnificativ asociat cu faptul ca a fost un jucator dependent, cu probleme sau angajat. Cu toate acestea, în modelul ajustat, asocierea cu un jucător angajat nu a rămas semnificativă. În analiza brut și ajustată, intelectul / imaginația a fost asociată semnificativ și pozitiv cu faptul că a fost un jucător cu probleme.

Având un scor scăzut pe scala de sănătate psihosomatică a fost asociat negativ cu faptul că a fost un jucător dependent de probleme, cu probleme sau angajat în analiza brută. În modelul ajustat, asocierea cu faptul că a fost un jucător dependent nu a rămas semnificativă.

Modelul complet care conține toți predictorii (analiză ajustată) a fost statistic semnificativ (χ2 = 358.24, df = 45, p <.01). Mai mult, modelul în ansamblu a explicat între 10.6% (pătratul Cox și Snell R) și 17.3% (pătratul Nagelkerke R) al varianței dependenței de jocuri video și a clasificat corect 88.3% din toate cazurile.

Discuție

Utilizarea întregului eșantion și aplicarea scorului original al GASA, atât prevalența jucătorilor dependenți (0.33%), cât și prevalența jucătorilor cu probleme (3.0%), au fost mai mici decât un studiu norvegian anterior (jucătorii dependenți: 0.6%, jucătorii cu probleme : 4.1%; vezi Mentzoni și colab. ). În plus, prevalența jucătorilor dependenți a fost mai mică decât cea constatată la nivel mondial (6.0%, Ferguson și colab. ). Acest lucru ar putea indica faptul că prevalența dependenței de jocuri video este mai scăzută în Norvegia decât în ​​întreaga lume sau ar putea reflecta faptul că revizuirea literaturii de către Ferguson et al. () a inclus numai studii cu tineri și adulți tineri.

În comparație, atunci când se folosește eșantionul de jucători video activi și metoda de interferență, numărul de prevalențe a fost mai mare pentru toate grupurile de jucători: dependenți (1.41%), probleme (7.3%) și implicați (3.9%). Cu toate acestea, prevalența jucătorilor dependenți a fost mai mică decât cea găsită în întreaga lume (Ferguson et al. ). Mai mult, atunci când se compară aceste rezultate cu Brunborg et al. (), care au folosit o populație adolescentă, numerele de prevalență raportate aici sunt mai mici pentru toate categoriile de jucători. Astfel, această din urmă constatare susține interpretarea că ratele de prevalență raportate de Ferguson și colab. () au fost ridicate, deoarece au inclus studii numai cu tinerii și tinerii adulți.

Rezultatele studiului de față sunt în concordanță cu cercetarea anterioară care afirmă că bărbații raportează mai multe probleme cu jocurile decât femeile (Brunborg et al. ; Ferguson și colab. ; Mentzoni și colab. ). Bărbații au fost în studiul prezent, fiind de două ori mai probabil decât 2.9 decât femeile să aparțină categoriei de jucători dependenți. În plus, nu au existat schimbări demne de remarcat atunci când au fost incluse în analiză trăsăturile de personalitate și sănătatea psihosomatică. Acest lucru sugerează că sexul este independent de aceste variabile. Rezultatele sprijină în continuare cercetările care sugerează că singura este asociată pozitiv cu folosirea excesivă a jocurilor video (Wenzel et al. ) și literatura care sugerează că vârsta mai mică este asociată cu probleme legate de utilizarea jocurilor video (Mentzoni et al. ). Respondenții din cea mai mică grupă de vârstă aveau mai multe șanse să aparțină grupului dependent de vârsta mijlocie (probabil 2.9 mai probabil) și celui mai în vârstă grup de vârstă (probabil 4 mai probabil). Mai mult, respondenții din cel mai mic grup de vârstă aveau mai multe șanse să aparțină grupului de jucători cu probleme decât cel mai vechi grup de vârstă (4.2 ori mai probabil). Cu toate acestea, trebuie remarcat faptul că jocurile de noroc sunt un fenomen relativ nou, prin urmare, efectele de cohortă pot fi în joc. Pe masura ce generatia tanara de jocuri video va creste, jocurile vor fi probabil distribuite mai uniform pe grupe de varsta.

Respondenții care s-au născut în Africa, Asia, America de Sud sau America Centrală au fost mai probabil de 4.9 să aparțină grupului de jucători dependenți, iar 3.1 este mai probabil să aparțină grupului de jucători cu probleme, comparativ cu respondenții născuți în Norvegia. Autorii prezentului nu au reușit să identifice cercetările anterioare care investighează dependența de jocuri video în rândul imigranților. Constatările anterioare sunt amestecate cu privire la faptul dacă imigranții se află în grupul de risc pentru problemele de sănătate mintală în general (de exemplu, Bhugra și Jones ; Algeria și colab. ). Cu toate acestea, cercetările anterioare au constatat că există o prevalență mai mare a jocurilor video problematice în populațiile din Asia de Est, comparativ cu populațiile occidentale, nord-americane și australiene (King et al. ), ceea ce ar putea susține ideea că imigranții din această regiune ar putea fi mai susceptibili să dezvolte dependența de jocuri video din cauza interesului lor general pentru jocuri și nu datorită imigrației. Cu toate acestea, ar putea fi cazul în care jocurile oferă o priză socială pentru persoanele singure și / sau neintegrate și că aceștia pot utiliza mijloacele de informare online ca modalități de formare a prietenilor cu alți indivizi asemănători (Cole și Griffiths ).

Jocul de dependență de jocuri a fost independent de nivelul de educație și este în concordanță cu cercetările anterioare (Rehbein et al. ). Cu toate acestea, rezultatele acestui studiu sugerează că jucătorii cu probleme și cei implicați au un grad mai scăzut de educație. S-ar putea specula că jucătorii cu un nivel mai înalt de educație ar pune mai mult timp și efort în cariera lor decât jucătorii cu o educație scăzută și, prin urmare, petrec mai puțin timp de joc. O variabilă confuză în raport cu această asociere ar putea fi o vârstă fragedă, deoarece grupul respondenților cu cel mai scăzut nivel de educație va consta atât din adulți care și-au terminat studiile, cât și din adolescenți care încă mai studiază. O asemenea interpretare este susținută parțial de rezultate, unde sa constatat o corelație moderată între vârstă și nivelul de educație.

Studiile anterioare au găsit o asociere între șomaj și jocul video problematic și utilizarea internetului (Elliot et al. ; Kim și colab. ), dar această asociație nu a fost găsită în studiul de față în legătură cu dependența de jocuri video. Rezultatele actuale susțin, de asemenea, constatările anterioare privind personalitatea și dependența jocurilor video în ceea ce privește neuroticismul, conștiința și intelectul / imaginația (Peters și Malesky ; Andreassen și colab. ). Deoarece persoanele care au un nivel ridicat de neuroticism pot experimenta mai multă anxietate și depresie (Costa și McCrae ), ei ar putea folosi jocul video ca o evadare pentru problemele lor. Mai mult decât atât, faptul că este mare pe neuroticism sa dovedit a fi legat de impulsivitate (Costa și McCrae ), care ar putea facilita eliminarea altor activități în favoarea jocurilor video. Rezultatele acestui studiu au arătat că respondenții care au obținut un nivel ridicat de conștiinciozitate au fost de trei ori mai puțin susceptibili de a aparține grupului de jucători dependenți, iar conștiința a fost asociată negativ cu jucători dependenți, cu probleme sau angajați. Un motiv posibil pentru acest lucru ar putea fi faptul că oamenii care au un grad ridicat de conștiință sunt în mod obișnuit duhovnici și auto-disciplinați (Costa și McCrae ), trăsături care pot fi considerate incompatibile cu jocul greu de joc video.

Spre deosebire de Peters și Malesky (), nu sa constatat o relație semnificativă între extraversiunea sau acceptabilitatea și dependența de jocurile video. Deoarece Peters și Malesky () a folosit un eșantion de jucători dintr-un anumit joc online (de exemplu, World of Warcraft), legătura dintre dependența de jocuri video și extraversiunea sau acceptabilitatea poate fi adevărată numai pentru persoanele care joacă acest joc sau pentru jocuri similare.

Spre deosebire de studiile anterioare (Rehbein et al. ; Brunborg și colab. ) rezultatele studiului curent nu indică o asociere între dependența de jocuri video și sănătatea psihosomatică precară. Cu toate acestea, sa constatat o asociere între a avea un scor scăzut în ceea ce privește sănătatea psihosomatică și a fi în grupul de jucători cu probleme sau în grupul de jucători angajați. Rezultatele indică faptul că grupul cu scoruri mari pe simptome psihosomatice este de trei ori mai probabil să aparțină grupului de jucători cu probleme decât grupul cu scoruri reduse. Motivul pentru care rezultatele studiului prezent diferă de rezultatele anterioare ar putea să aibă diferențe în evaluarea sănătății psihosomatice. De exemplu, Brunborg și colab. () sa uitat la factorii particulari ai sănătății psihosomatice, cum ar fi "senzația scăzută", "tulburarea de somn" și "obosit", în timp ce studiul curent a adunat mai multe articole împreună. În plus, faptul că studiul actual controlat pentru mai multe variabile demografice și factori de personalitate ar putea explica și mai mult de ce s-au găsit rezultate diferite. Rezultatele sprijină o distincție între diferitele grupuri de jucători, pe măsură ce trăsăturile de personalitate investigate arată diferite asociații în cadrul diferitelor grupuri de jucători. De exemplu, trăsătura neuroticismului este semnificativă numai pentru jucătorii dependenți și pentru jucătorii cu probleme, dar nu pentru jucătorii angajați.

Folosind un eșantion selectat aleatoriu din registrul național al populației, rezultatele pot fi generalizate în rândul populației de jocuri video. Există necesitatea unor studii bazate pe populație, având în vedere lipsa unor astfel de studii până în prezent (Wenzel et al. ). Mai mult, majoritatea cercetărilor anterioare au fost efectuate pe adolescenți și adolescenți (Williams et al. ). Studiul actual a obținut, de asemenea, rate diferite de prevalență prin utilizarea diferitelor metode de notare. În acest fel, studiul oferă o oportunitate de a compara numere diferite de prevalență din studiile anterioare.

Unul din neajunsurile studiului prezent este că nu a făcut diferența între diferitele tipuri de jocuri. Studiile au arătat că caracteristicile jocurilor pot fi importante în dezvoltarea dependenței de jocuri video (King et al. ). Câteva studii care utilizează jocuri specifice cum ar fi Everquest (Williams și colab. ; Griffiths și colab. ) au raportat rezultate diferite decât studiul de față, iar MMORPG-urile s-au dovedit, de exemplu, mai dependente de alte jocuri (Rehbein et al. ). Sunt necesare mai multe cercetări pentru a clarifica dacă jocurile specifice anumitor tipuri de jocuri sunt tipice pentru jucătorii aparținând celor patru grupuri diferite de jucători. Rezultatele privind locul de naștere ar fi putut fi, de asemenea, diferite dacă s-ar fi utilizat alternative mai detaliate de răspuns decât continentul. De asemenea, studiul nu a avut o măsură a numărului de respondenți. Datorită designului transversal, studiul de față este și mai limitat și ne împiedică să tragem inferențe relațiilor cauzale între variabile. Sunt necesare studii longitudinale suplimentare pentru a se ajunge la concluzii privind direcționalitatea între variabile. De asemenea, studiul suferă de la numeroasele prejudecăți cunoscute care utilizează date de auto-raport (de exemplu, prejudecăți de rechemare, prejudecăți sociale de dorință etc.).

Concluzii

Studiul prezent a arătat că prevalența jucătorilor dependenți este de 1.4%, jucătorii cu probleme să fie 7.3% și jucătorii angajați să fie 3.9%. Rezultatele au identificat următorii factori care au fost asociați cu dependența de jocuri video: sexul masculin, vârsta tânără, viața singură, nasterea în Africa, Asia, America de Sud sau America Centrală, și având o stare de sănătate psihosomatică slabă. Acești factori oferă o perspectivă asupra domeniului dependenței de jocuri video și pot contribui la furnizarea de îndrumări cu privire la modul în care se pot identifica persoane care prezintă riscul de a deveni dependenți de joc.

Note de subsol

Charlotte Thoresen Wittek și Turi Reiten Finserås sunt primii autori

Referinte

  • Algeria M, Canino G, Shrout PE, Woo M, Duan N, Vila D, Meng X. Prevalența bolilor psihice în grupurile americane imigrante și non-imigrante. Jurnalul American de Psihiatrie. 2008; 165: 359-369. doi: 10.1176 / appi.ajp.2007.07040704. [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
  • Andreassen CS, Griffiths MD, Gjertsen SR, Krossbakken E, Kvam S, Pallesen S. Relațiile dintre dependențele comportamentale și modelul de personalitate de cinci factori. Jurnalul de dependențe de comportament. 2013; 2 (2): 90-99. doi: 10.1556 / JBA.2.2013.003. [PubMed] [Cross Ref]
  • Bhugra D, Jones P. Migrație și boală mintală. Avansuri în tratamentul psihiatric. 2001; 7: 216-223. doi: 10.1192 / apt.7.3.216. [Cross Ref]
  • Brunborg GS, Mentzoni RA, Melkevik OR, Torsheim T, Samdal O, Hetland J, Pallesen S. Dependența de jocuri de noroc, implicarea în jocuri de noroc și plângerile psihologice în rândul adolescenților norvegieni. Psihologia media. 2013; 16: 115-128. doi: 10.1080 / 15213269.2012.756374. [Cross Ref]
  • Brunborg GS, Hanss D, Mentzoni RA, Pallesen S. Core și criteriile periferice ale dependenței de jocuri video în scala de dependență de joc pentru adolescenți. Cyberpsychology, Behavior and Social Networking. 2015; 18 (5): 280-285. doi: 10.1089 / cyber.2014.0509. [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
  • Charlton JP. O investigație factor-analitică a dependenței de calculator și a angajamentului. Jurnalul britanic al psihologiei. 2002; 93: 329-344. doi: 10.1348 / 000712602760146242. [PubMed] [Cross Ref]
  • Choo H, Gentile DA, Sim T, Dongdong L, Khoo A, Liau AK. Joc video-video patologic între tinerii din Singapore. Analele Academiei de Medicină. 2010; 39 (11): 822-829. [PubMed]
  • Cole H, Griffiths MD. Interacțiuni sociale la jucătorii de jocuri de rol online multiplayer. CyberPsychology & Comportament. 2007; 10: 575-583. doi: 10.1089 / cpb.2007.9988. [PubMed] [Cross Ref]
  • Costa PT, McCrae RR. Patru feluri cinci factori sunt de bază. Personalitate și diferențe individuale. 1992; 13: 653-665. doi: 10.1016 / 0191-8869 (92) 90236-I. [Cross Ref]
  • Donellan MB, Oswald FL, Baird BM, Lucas RE. Balanțele Mini-IPIP: măsuri minuscule și eficiente ale celor cinci mari factori de personalitate. Evaluarea psihologică. 2006; 18: 192-203. doi: 10.1037 / 1040-3590.18.2.192. [PubMed] [Cross Ref]
  • Elliot L, Golub A, Ream G, Dunlap E. Genul jocului video ca predictor al utilizării problemelor. Cyberpsychology, Behavior and Social Networking. 2012; 15: 155-161. doi: 10.1089 / cyber.2011.0387. [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
  • Eriksen HR, Ihlebak C, Ursin H. Un sistem de notare pentru plângerile subiective de sănătate (SHC), revista scandinavă a sănătății publice. 1999; 27 (1): 63-72. doi: 10.1177 / 14034948990270010401. [PubMed] [Cross Ref]
  • Ferguson CJ, Coulson M, Barnett J. O meta-analiză a prevalenței și comorbidității jocurilor patologice cu probleme de sănătate mintală, academică și socială. Journal of Psychiatric Research. 2011; 45: 1573-1578. doi: 10.1016 / j.jpsychires.2011.09.005. [PubMed] [Cross Ref]
  • Griffiths MD. Există „dependență” de internet și computer? Unele dovezi ale studiului de caz. CyberPsychology & Comportament. 2000; 3: 211-218. doi: 10.1089 / 109493100316067. [Cross Ref]
  • Griffiths MD, Davies MNO, Chappell D. Factori demografici și variabile de joc în jocurile online pe computer. CyberPsychology & Comportament. 2004; 7: 479-487. doi: 10.1089 / cpb.2004.7.479. [PubMed] [Cross Ref]
  • Hagquist C. Proprietățile psihometrice ale scalei de probleme psihosomatice: o analiză rasch pe date adolescente. Cercetarea indicatorilor sociali. 2008; 86: 511-523. doi: 10.1007 / s11205-007-9186-3. [Cross Ref]
  • IBM Corp lansat. Statistici IBM SPSS pentru ferestre, versiunea 22.0. Armonk: IBM Corp; 2013.
  • Ipsos MediaCT. (2012). Videogame în Europa: Studiul consumatorilor. Raportul sumar european. Recuperate de la: http://www.isfe.eu/sites/isfe.eu/files/attachments/euro_summary_-_isfe_consumer_study.pdf.
  • Ipsos MediaCT. (2014). Faptele esențiale 2014 despre industria jocurilor de calculator și a jocurilor video. Recuperate de la: http://www.theesa.com/wp-content/uploads/2014/10/ESA_EF_2014.pdf.
  • Kim EJ, Namkoong K, Ku T, Kim SJ. Relația dintre dependența de jocuri online și agresivitatea, auto-controlul și trăsăturile de personalitate narcisiste. Psihiatria europeană. 2008; 23: 212-218. doi: 10.1016 / j.eurpsy.2007.10.010. [PubMed] [Cross Ref]
  • King DL, Delfabbro PH, Griffiths MD. Rolul caracteristicilor structurale în jocul video problematic: un studiu empiric. Jurnalul Internațional de Sănătate Mintală și Dependență. 2011; 9: 320-333. doi: 10.1007 / s11469-010-9289-y. [Cross Ref]
  • King DL, Defabbro PH, Griffiths MD. Intervenții clinice pentru problemele legate de tehnologie: utilizarea excesivă a internetului și a jocurilor video. Jurnalul de Psihoterapie Cognitivă: Internațional trimestrial. 2012; 26 (1): 43-56. doi: 10.1891 / 0889-8391.26.1.43. [Cross Ref]
  • King DL, Haagsma MC, Delfabbro PH, Gradisar M, Griffiths MD. Către o definiție consensuală a jocurilor video patologice: o revizuire sistematică a instrumentelor de evaluare psihometrică. Revista psihologică clinică. 2013; 33: 331-342. doi: 10.1016 / j.cpr.2013.01.002. [PubMed] [Cross Ref]
  • Kroenke K, Spitzer RL, Williams JBW. PHQ-15: valabilitatea unei noi măsuri pentru evaluarea severității simptomelor somatice. Medicina psihosomatică. 2002; 64: 258-266. doi: 10.1097 / 00006842-200203000-00008. [PubMed] [Cross Ref]
  • Lemmens JS, Valkenburg PM, Peter J. Dezvoltarea și validarea unei scări de dependență de joc pentru adolescenți. Psihologia media. 2009; 12 (1): 77-95. doi: 10.1080 / 15213260802669458. [Cross Ref]
  • Lenhart, A., Dean, JK, Middaugh, E., Macgill, AR, Evans, C. și Vitak, J. (2008). Adolescentii, jocurile video si educatia civica, experientele pentru adolescenti sunt diverse si includ interactiunea sociala si implicarea civica. Recuperate de la http://www.pewinternet.org/2008/09/16/teens-video-games-and-civics/.
  • Mentzoni RA, Brunborg GS, Molde H, Myrseth H, Skouverøe KJM, Hetland J, Pallesen S. Utilizarea jocurilor video problematice: prevalența estimată și asocierile cu sănătatea mentală și fizică. Cyberpsyhology, Behavior and Social Networking. 2011; 14: 591-596. doi: 10.1089 / cyber.2010.0260. [PubMed] [Cross Ref]
  • Peters CS, Malesky LA. Utilizare problematică în rândul jucătorilor foarte implicați în jocuri de rol online multiplayer masiv. CyberPsychology & Comportament. 2008; 11: 481-484. doi: 10.1089 / cpb.2007.0140. [PubMed] [Cross Ref]
  • Pontes H, Griffiths MD. Evaluarea tulburărilor de joc pe internet în cercetarea clinică. Cercetare clinică și probleme de reglementare. 2014; 31 (2-4): 35-48. doi: 10.3109 / 10601333.2014.962748. [Cross Ref]
  • Rehbein F, Kleinmann M, Mößle T. Prevalența și factorii de risc ai dependenței de jocuri video în adolescență: rezultatele unui sondaj național la nivel național. Cyberpsychology, Behavior and Social Networking. 2010; 13: 269-277. doi: 10.1089 / cyber.2009.0227. [PubMed] [Cross Ref]
  • Takata Y, Sakata Y. Elaborarea unei scări psihosociale de reclamații pentru adolescenți. Psihiatrie și neurologie clinică. 2004; 58 (1): 3-7. doi: 10.1111 / j.1440-1819.2004.01184.x. [PubMed] [Cross Ref]
  • Thorndike RL, Hagen E, Kemper RA. Datele normative obținute în administrarea de la domiciliu a unui inventar psihosomatic. Jurnalul de Consultanță Psihologie. 1952; 16: 257-260. doi: 10.1037 / h0062480. [PubMed] [Cross Ref]
  • Van Roji, AJ, Schoenmakers, TM, Vermulst, AA, Van den Ejinden, RJJM și Van de Mheen, D. (2010). Dependența de jocuri video online: identificarea adolescenților dependenți. Addiction, 106, 205-212. doi: 10.1111 / j.1360-0443.2010.03104.x. [PubMed]
  • Wenzel HG, Bakken IJ, Johanson A, Götestam K, Øren A. Joc excesiv de joc pe calculator printre adulții norvegieni: consecințele jocului și asocierea cu problemele de sănătate mintală. Rapoarte psihologice. 2009; 105: 1237-1247. doi: 10.2466 / PR0.105.F.1237-1247. [PubMed] [Cross Ref]
  • Wiggins JS. Modelul de personalitate cu cinci factori: perspective teoretice. New York: publicații Guilford; 1996.
  • Williams D, Yee N, Caplan SE. Cine joacă, cât de mult și de ce? Debuntarea profilului gamerului stereotip. Jurnal de comunicare mediată de calculator. 2008; 13: 993-1018. doi: 10.1111 / j.1083-6101.2008.00428.x. [Cross Ref]
  • Williams D, Consalvo M, Caplan S, Yee N. Privind pentru sex: roluri și comportamente de gen în rândul jucătorilor online. Jurnalul de comunicare. 2009; 59: 700-725. doi: 10.1111 / j.1460-2466.2009.01453.x. [Cross Ref]