Proprietățile psihometrice ale scalei de dependență de jocuri 7-item în rândul adulților vorbitori de limbă franceză și germană (2016)

 

Abstract

Context

Scala de dependență de jocuri (GAS) cu 7 articole este folosită pentru a detecta utilizarea jocului care provoacă dependență. Atât validarea interlingvistică, cât și validarea în franceză și germană sunt necesare pentru mostrele pentru adulți. Obiectivul studiului este de a evalua structura factorială a versiunilor franceze și germane ale GAS în rândul adulților.

Metode

Două mostre de bărbați din franceză (N = 3318) și germană (N =  2665) zonele lingvistice din Elveția au fost evaluate cu GAS, Major Depression Inventory (MDI), Brief Sensation Seeking Scale și Zuckerman-Kuhlman Personality Questionnaire (ZKPQ-50-cc). Au fost, de asemenea, evaluați pentru consumul de canabis și alcool.

REZULTATE

Consistența internă a scalei a fost satisfăcătoare (Cronbach α = 0.85). O soluție cu un singur factor a fost găsită în ambele probe. S-au găsit asociații mici și pozitive între scorurile GAS și MDI, precum și subscalele Nevrotism-Anxietate și Agresivitate-Ostilitate ale ZKPQ-50-cc. O mică asociere negativă a fost găsită cu subscala de sociabilitate ZKPQ-50-cc.

Concluzie

GAS, în versiunile sale franceză și germană, este adecvat pentru evaluarea dependenței de jocuri în rândul adulților.

Material suplimentar electronic

Versiunea online a acestui articol (doi: 10.1186 / s12888-016-0836-3) conține material suplimentar, disponibil pentru utilizatorii autorizați.

Cuvinte cheie: Dependență de internet, tulburare de jocuri pe internet, scară de dependență de jocuri

Context

Extinderea internetului vine cu numeroase beneficii, inclusiv utilizarea lui în scopuri comerciale, sociale, psihologice, academice și medicale [-]. Cu toate acestea, au fost ridicate preocupări serioase legate de posibilele dependențe de Internet și jocurile de noroc [-]. În special, jocurile online au primit atenție pentru posibilele legături cu modelele de utilizare care provoacă dependență într-un subset de utilizatori [-]. Un număr de studii au raportat asocieri importante între dependențele de internet sau de jocuri și constructele sau tulburările psihiatrice.], cum ar fi depresia [-], tulburări de anxietate [, ], deficit de atentie [, ], singurătate [-], introversie, nevroticism, impulsivitate [, , , -] și tulburări de abuz de substanțe []. Utilizarea excesivă a internetului a fost, de asemenea, asociată cu probleme familiale și sociale [, ].

tulburare de jocuri pe internet” (IGD) [] a fost introdus în secțiunea 3 a DSM-5 ca o afecțiune care justifică mai multă cercetare clinică și experiență înainte de a putea fi luată în considerare pentru includerea ca tulburare formală. DSM-5 sugerează că IGD se poate referi la utilizarea persistentă și recurentă a jocurilor de pe Internet asociate cu suferință sau deficiență într-o perioadă de minim 12 luni.

S-a raportat în mod obișnuit că simptomele tulburării de jocuri pe internet includ preocuparea persistentă pentru jocurile pe internet, dificultatea de a controla sau reduce timpul petrecut cu jocuri, consecințele negative ale pierderii controlului (înșelarea altora, conflict, izolare socială și oboseală, pierderea relației sau oportunități). ), pierderea interesului pentru alte activități, utilizarea jocurilor de noroc pe internet pentru a scăpa sau ameliora o dispoziție disforică, retragere și toleranță [-].

De la apariția conceptului de dependență de internet [] și tulburarea de jocuri pe internet, au fost dezvoltate o serie de măsuri psihometrice [, -]. Scala de dependență de jocuri (GAS) cu 7 articole este o astfel de măsură scurtă. Această scară a fost dezvoltată în mod specific de Lemmens și colab. pentru a evalua jocurile în rândul adolescenților [] și sa bazat conceptual pe criteriile pentru jocurile de noroc patologice din a patra ediție a DSM (DSM-IV). Fiecare item din GAS este precedat de afirmația „În ultimele șase luni, cât de des…” și este punctat pe o scală Likert de 5 puncte (1 = niciodată, 2 = rar, 3 = uneori, 4 = des și 5 = foarte des). Lemmens şi colab. [] a sugerat două formate pentru evaluarea prezenței dependenței de joc: un format monotetic (toți itemii au punctaj peste 3) și un format politetic (cel puțin jumătate dintre itemi cu nota 3 sau mai mult). El a emis ipoteza că formatul monotetic ar conduce la o estimare mai bună a prevalenței dependenței decât formatul politetic [].

S-au găsit corelații bune între scorurile GAS și timpul săptămânal petrecut pe jocuri. Scorurile au fost, de asemenea, corelate cu un număr de constructe asociate anterior cu dependențele de jocuri, cum ar fi satisfacția mai scăzută cu viața, competența socială mai scăzută, singurătatea mai mare și agresivitatea mai mare.]. Scoruri mai mari GAS au fost asociate cu prejudecăți atenționale și mai multe erori în inhibarea răspunsului legate de indiciile de joc.]. Descoperirile sunt în concordanță cu numeroase studii care leagă impulsivitatea și reactivitatea indicii specifice cu alte comportamente de dependență [-], Dependenta de Internet [, ] sau tulburări legate de jocurile de noroc []. Analizele factoriale au indicat că GAS-ul era unidimensional [, ]. În comparație cu alte scale, GAS are o acoperire mai bună a criteriilor IGD în DSM-5 [] (vezi și Tabelul 1).

Tabelul 1 

GAS și concordanța sa cu criteriile propuse DSM-5 pentru tulburarea jocurilor de noroc pe internet

În mod surprinzător, caracteristicile psihometrice ale scalei nu au fost raportate în rândul adulților tineri, în ciuda răspândirii largi a jocurilor în acea populație.], în special în rândul bărbaților tineri [].

Scopul principal al prezentului studiu a fost de a investiga proprietățile psihometrice ale GAS cu 7 articole la bărbați adulți tineri. Un obiectiv secundar al studiului a fost acela de a efectua o validare încrucișată a două eșantioane din regiuni lingvistice diferite din Elveția - vorbitoare de limbă franceză și germană - și de a evalua invarianța sau proprietatea de echivalență a GAS în aceste două grupuri lingvistice.

Metode

Participanți și procedură

Datele utilizate în acest studiu provin dintr-un studiu longitudinal conceput pentru a evalua consumul de substanțe și vânat în rândul tinerilor bărbați elvețieni: Studiul de cohortă privind factorii de risc pentru consumul de substanțe (C-SURF).

Studiul de față, emis din protocolul de cercetare C-SURF numărul 15/07, a fost aprobat de Comitetul de etică pentru cercetare clinică al Școlii de Medicină a Universității din Lausanne.

Toți participanții și-au dat consimțământul informat scris pentru a participa la studiu.

Participanții au fost recrutați între august 2010 și noiembrie 2011 în trei dintre cele șase centre de recrutare ale armatei naționale. Unul dintre centre este situat în Lausanne (zona de limbă franceză), iar celelalte două în Windisch și Mels (zona de limbă germană). Centrele de recrutare acoperă toate cantoanele elvețiene francofone și 21 din 26 de cantoane din Elveția. Recrutarea în armată este obligatorie în Elveția, astfel încât practic toți tinerii din cantoanele corespunzătoare, care au aproximativ 20 de ani, erau eligibili pentru participarea la studiul C-SURF.

În perioada de recrutare a studiului, 15,074 de bărbați s-au raportat la centrele de recrutare. Dintre acești potențiali participanți, 1,829 (12.1 %) nu au fost niciodată informați despre C-SURF (boală scurtă la ora programării, nu au fost informați despre studiu de către personalul militar) sau au fost selectați aleatoriu într-un alt studiu în curs, numit CH-X.]. CH-X este un sondaj transversal repetat, care are un program fix și obligatoriu de 90 min în cadrul procedurilor de recrutare. Prin urmare, participarea în mod obișnuit la CH-X nu a interferat cu procedurile noastre de înscriere, care au avut loc înainte de începerea procedurilor armatei. Cu toate acestea, în puține cazuri participanții au fost deja plecați să completeze chestionarele CH-X înainte de a-i putea informa despre studiul nostru. Întrucât am promis că nu vom interveni în procedurile armatei, nu am putut contacta pe unii dintre ei. Din câte cunoștințele noastre, nu putem vedea nicio prejudecată sistematică pe care aceste câteva persoane necontactate din cauza cerințelor CH-X le-ar fi putut cauza. Acești bărbați nu au raportat personalului de cercetare și nu au putut fi incluși. Din cei 13,245 (87.9 %) bărbați care au fost informați despre studiu, 7,563 (57.1 %) și-au dat acordul scris de a participa. Din păcate, nu avem informații cu privire la motivele neconsimțământului. Un motiv poate fi faptul că semnarea unui fel de contract pentru un studiu de lungă durată (C-SURF este planificată pentru o perioadă de 10 ani) poate descuraja unele persoane. O comparație între consimțământ și non-consimțământ [] a dezvăluit că cei care nu au consimțământ au fost mai des consumatori de substanțe decât cei care au consimțământ, dar diferențele au fost adesea nesemnificative și uneori în direcție opusă (de exemplu, consimțământul era mai des consumatori de alcool decât cei care nu au consimțământ). Centrele de recrutare au fost folosite doar pentru înscrierea participanților; au fost trimise chestionare la adrese private și a fost asigurată confidențialitatea, în special în ceea ce privește armată. Un total final de 5,990 (79.2 %) participanți au completat chestionarul de bază. Din acest număr, 3,320 erau vorbitori de franceză și 2,670 vorbitorii de germană.

Instrumente

Scala de dependență de jocuri (GAS)

Versiunea în engleză a scalei a fost tradusă și retrotradusă în franceză și germană. O declarație introductivă pentru elementele de scară a îndrumat în mod clar participanții să răspundă în legătură cu utilizarea lor în joc: „Acum suntem interesați să știm cât timp ați petrecut cu jocuri. Acestea includ jocurile cibernetice pe internet sau jocurile pe o consolă” (fișier suplimentar 1).

În conformitate cu ipoteza lui Lemmens et al. [], cei care au obținut un punctaj „uneori” sau mai mult la toate cele șapte itemi au fost definiți ca jucători monotetici („jocuri patologice”), iar cei care au obținut un punctaj „uneori” sau mai mult la cel puțin jumătate din itemi (patru până la șase din șapte itemi) au fost definiți ca jucători politetici (jocuri excesive).

În studiul de validare original au fost raportate fiabilități ridicate pentru scala de dependență de jocuri cu alfa Cronbach de .82 până la .87 [].

Inventarul depresiei majore (MDI)

MDI a fost folosit pentru a determina nivelul depresiei în ultimele două săptămâni [, ]. Este un chestionar de auto-raportare pentru starea de spirit. A fost utilizată o scală de șase puncte de la „niciodată” (0) la „tot timpul” (5) și a fost calculat un scor total. MDI poate fi, de asemenea, utilizat ca instrument de diagnostic cu algoritmi care conduc la DSM-IV sau la Clasificarea Internațională a Tulburărilor Mintale și Comportamentale (ICD-10) categoriile fără depresie, depresie ușoară până la moderată și depresie severă.

Studiile anterioare privind Inventarul depresiei majore indică faptul că MDI are o bună fiabilitate și consistență internă (coeficientul alfa Cronbach: până la 0.94), precum și o bună sensibilitate, specificitate și validitate ca o scală unidițională de severitate a depresiei cu scoruri de limită adecvate., , ].

Scala scurtă de căutare a senzațiilor (BSSS)

BSSS [] este o scară de opt itemi, fiecare item fiind punctat pe o scară de cinci puncte de la „total dezacord” (1) la „total de acord” (5). BSSS implică următoarele dimensiuni: aventura, plictiseala, dezinhibarea și căutarea de experiență. Scorul total a fost anterior asociat cu un risc de consum de droguri la un eșantion de adolescenți [].

A fost raportată anterior o consistență internă adecvată a BSSS (coeficientul alfa Cronbach: 0.74) [].

Chestionarul de personalitate Zuckerman-Kuhlman (ZKPQ-50-cc)

ZKPQ-50-cc evaluează diferite aspecte ale personalității []. Trei subscale, fiecare constând din 10 itemi, au fost utilizate pentru a evalua nevroticismul/anxietatea, sociabilitatea și agresivitatea/ostilitatea. Participanții au indicat dacă sunt de acord sau nu cu fiecare afirmație. A fost calculat un scor mediu pentru fiecare subscală. Alte studii au arătat o contribuție a nevroticismului/anxietății și agresivității/ostilității la dependența de internet []. ZKPQ-50-cc a arătat proprietăți psihommetrice și interculturale satisfăcătoare, inclusiv o fiabilitate adecvată pe subscale și țări (coeficientul alfa lui Cronbach de până la 0.70) [].

Chestionare privind consumul de substanțe

Consumul de alcool a fost evaluat într-un interval de timp de 12 luni (Tabel 2). În consecință, a fost calculată frecvența consumului excesiv de alcool (șase băuturi standard sau mai multe cu o singură ocazie) și a zilelor de băut în timpul săptămânii (de luni până joi). Vârsta de apariție a beției (primul episod de ebrietate) a fost, de asemenea, evaluată conform Proiectului European School Survey on Alcohol and Other Drugs.]. Consumul de canabis a fost evaluat prin întrebarea despre următoarele: vârsta de debut al consumului de canabis, vârsta primului „consum” de canabis și consumul de canabis și frecvența consumului în ultimele 12 luni.

Tabelul 2 

Caracteristicile participanților

analize statistice

În acest studiu, am folosit programele software SPSS 18.0 și AMOS 19.0 (Analysis of Moment Structures; SPSS Inc., Chicago, IL). În primul rând, au fost calculate statistici descriptive pentru caracteristicile participanților. Consistența internă, adică măsura în care elementele GAS au fost interconectate, a fost apoi măsurată prin utilizarea coeficientului lui Cronbach. Streiner și Norman [] sugerează ca alfa să fie peste 0.70, dar nu cu mult mai mare de 0.90.

Apoi, analizele factoriale exploratorii (EFA) au fost utilizate pentru a evalua stabilitatea factorilor a scalei, așa cum a fost validată de Lemmens și colab.]. Numărul de factori a fost extras cu testul parțial mediu minim (MAP) al lui Velicer efectuat pe matricea de corelație []. Acest număr a fost apoi confirmat prin analize paralele. În analizele paralele, accentul se pune pe numărul de componente care reprezintă mai multă varianță decât componentele derivate din date aleatoare, în timp ce în testul MAP, accentul se pune pe cantitățile relative de varianță sistematică și nesistematică care rămân într-o matrice de corelație după extrageri. a unui număr tot mai mare de componente [].

Deși EFA este mai adecvată pentru chestionarele nou concepute, nu este neobișnuit să se utilizeze și într-un proces de revalidare atunci când datele sunt colectate de la un alt eșantion sau o altă populație. Utilizarea EFA aici a fost pentru a evalua stabilitatea factorilor în cele două regiuni lingvistice, deoarece aceasta este o condiție prealabilă de bază pentru investigarea ulterioară a echivalenței instrumentului între diferitele subgrupuri.

Pentru determinarea invarianței multigrup, am folosit procedura descrisă în modelarea ecuațiilor structurale (SEM) în urma lucrării lui Jöreskog []. În testarea echivalenței de grup, se obișnuiește să se utilizeze modele de analiză factorială de confirmare (CFA), o metodă din clasa generală a SEM. În funcție de întrebarea de cercetare, căutarea echivalenței de grup poate implica o serie de teste efectuate în următoarea ordine restrictivă: echivalență configurală, echivalență de măsurare și echivalență structurală. Testarea invarianței configuraționale se concentrează pe măsura în care numărul de factori și modelele structurii lor sunt similare între grupuri. De remarcat, totuși, este că determinarea unui model de bază adecvat este necesară pentru fiecare grup separat, din care este derivat modelul configurabil. Pe de altă parte, în testarea măsurării și a invarianței structurale, interesul se concentrează mai precis pe măsura în care parametrii din măsurarea și componentele structurale ale modelului sunt echivalenti în cadrul grupurilor., ]. Având în vedere că întrebările noastre de cercetare se referă la echivalența măsurătorilor între grupuri, analizele statistice se concentrează pe invarianța configurațională și pe invarianța încărcărilor factorilor în cele două regiuni lingvistice.

Evaluarea potrivirii modelului

Bunătatea potrivirii modelelor este examinată prin diverși indici, așa cum este descris mai jos [].

  1. χ2 raportul la grade de libertate (χ2/df). Mai mulți cercetători au recomandat utilizarea acestui raport ca măsură de potrivire pentru a depăși problemele asociate cu χ2 statistică de testare. Aceste probleme includ, printre altele, încălcarea ipotezelor, complexitatea modelului și dependența de dimensiunea eșantionului. Rapoarte de până la 2 par să indice o potrivire rezonabilă.
  2. Indicele de potrivire comparativă (CFI). CFI variază de la 0 la 1, cu valori mai mari indicând o potrivire mai bună. O regulă generală este că valorile mai mari de 0.95 pot fi interpretate ca o potrivire bună, în timp ce valorile între 0.90 și 0.95 indică o potrivire acceptabilă în raport cu modelul de independență.
  3. Eroarea pătratică medie de aproximare (RMSEA). Aceasta este o măsură a potrivirii aproximative în populație și, prin urmare, este preocupată de discrepanța datorată aproximării. RMSEA este mărginit sub 0. Valorile RMSEA mai mici sau egale cu 0.05 pot fi considerate ca o potrivire bună, între 0.05 și 0.08 o potrivire acceptabilă și mai mari de 0.8 o potrivire mediocră, în timp ce valorile > 0.10 nu sunt acceptabile.

Au fost examinate, de asemenea, modificări ale statisticilor de bună adaptare pentru a detecta diferențele dintre diferitele modele. O diferență semnificativă în χ2 valorile dintre modelele imbricate înseamnă că toate constrângerile de egalitate nu sunt valabile în grupuri.

Reprezentarea grafică a elementelor GAS măsurate pe o scară ordinală arată că ipoteza de normalitate nu este sustenabilă. În consecință, estimarea fără distribuție asimptotic în loc de estimarea cu probabilitate maximă este o strategie bună pentru a acomoda date nedistribuite în mod normal în analizele SEM.

În sfârșit, validitatea concomitentă a fost investigată prin corelarea scorului total GAS cu scorurile MDI.]; BSSS []; și subscalele Nevrotism-Anxietate, Sociabilitate și Agresivitate-Ostilitate ale ZKPQ-50-cc []. De asemenea, am examinat puterea asocierii scalei cu alte măsuri legate de consumul de alcool și canabis. Conform regulii generale a lui Cohen, orice corelație mai mare de 0.5 este mare, de la 0.5-0.3 este moderată, de la 03-0.1 este mică și mai mică de 0.1 este trivială.].

Valori lipsă

Valorile lipsă de GAS au fost tratate cu metoda de imputare hot deck, în care fiecare valoare lipsă este înlocuită cu un răspuns observat de la o unitate similară în ceea ce privește caracteristicile observate de ambele cazuri.]. În studiul nostru, BSSS a fost ales ca „variabilă de tip deck”, deoarece include puține sau deloc date lipsă []. Am folosit o macrocomandă de imputare hot deck pentru utilizatorii SPSS de T. van der Weegen, care poate fi descărcată de pe următorul site web: http://www.spsstools.net/SampleSyntax.htm.

Considerații privind dimensiunea eșantionului

Dimensiunea eșantionului joacă un rol important în furnizarea de estimări imparțiale ale parametrilor și informații precise de potrivire a modelului. În urma lui Bentler și Chou [], care a recomandat un raport de cel puțin 5:1 dintre subiecți și variabile pentru distribuțiile normale și eliptice, pare să existe un consens general în rândul cercetătorilor pentru adoptarea acestui raport. Cu toate acestea, pentru variabilele categorice sau nedistribuite normal, așa cum este cazul aici, sunt necesare eșantioane mai mari decât pentru variabilele continue sau distribuite normal. Se recomandă un raport de cel puțin 10 subiecți pe variabilă pentru acest tip de distribuție []. Eșantionul din studiul de față îndeplinește această cerință.

REZULTATE

Din cele 5,990 de observații inițiale înregistrate inițial, datele GAS lipseau pentru 42 de participanți (0.7 %). Utilizarea imputării hot deck a imputat cu succes date pentru 35 dintre ele, lăsând încă 7 cazuri incomplete. A fost apoi analizată o dimensiune finală a eșantionului de 5,983 de respondenți (3,318, vorbitori de limbă franceză și 2,665 de limbă germană). Vârsta medie a participanților a fost de 20.0 ani (SD = 1.2). Din acest eșantion final, 10.6 % dintre respondenții francezi și 8.1 % dintre respondenții germani au fost clasificați ca utilizatori politetici, în timp ce 2.3 % dintre respondenții din fiecare grup au fost clasificați ca utilizatori monotetici. Caracteristicile fiecărei regiuni lingvistice sunt raportate în tabel 2.

comunitate de limbă franceză

Consistența internă a GAS a fost bună, așa cum este reflectată de un coeficient Cronbach de 0.86. EFA prin testul MAP al lui Velicer a sugerat o soluție cu un singur factor. Această constatare a fost confirmată cu succes de analize paralele. Acest model cu un singur factor a fost apoi evaluat în CFA cu AMOS. Ghidați de indici de modificare și reziduuri standardizate neobișnuite care au sugerat corelarea a șase variații de eroare, am stabilit un model bine adaptat care a prezentat o potrivire bună în raport cu modelul de independență (χ2/df = 2.6, CFI = 0.99, RMSEA = 0.02).

comunitatea vorbitoare de germană

Consistența internă a scalei a fost satisfăcătoare (Cronbach α = 0.85). O soluție cu un singur factor a fost găsită și în EFA de către Velicer’s MAP și a fost confirmată prin analiză paralelă. Același model de cale folosit pentru evaluarea grupului de limbă franceză a fost aplicat grupului de limbă germană. Acest model a avut rezultate mai slabe, dar a dat totuși valori acceptabile de bunătate (χ2/df = 5.9, CFI = 0.94, RMSEA = 0.04).

Analiza multigrup

Testarea echivalenței configurației

După ce am determinat un model bine potrivit pentru fiecare grup separat, am testat echivalența configurațională în care aceiași parametri au fost estimați din nou într-un model multigrup. Cu alte cuvinte, parametrii au fost estimați pentru ambele grupuri în același timp. Rezultatele legate de acest model multigrup au relevat a χ2 valoare de 91.53 cu 17 grade de libertate. Valorile CFI și RMSEA au fost 0.97 și, respectiv, 0.02, oferind o potrivire acceptabilă. Aceste valori sunt valorile de referință cu care au fost comparate toate testele ulterioare pentru invarianță.

Testarea echivalenței măsurătorilor factoriale

Un model cu toate încărcările (încărcările factorilor pe grupe sunt afișate în tabel 3) a fost constrâns să fie egal între grupuri. Statisticile de bună potrivire legate de acest model constrâns cu două grupuri sunt prezentate în tabel 4 (a doua intrare). În testarea invarianței acestui model constrâns, am comparat-o χ2 valoare de 114.59 cu 23 de grade de libertate cu cea pentru modelul neconstrâns (χ2(17) = 91.53). Această comparație a dat a χ2 diferență (Δχ2) de 23.06 cu 6 grade de libertate, ceea ce este semnificativ statistic (p =  0.001). Prin urmare, constrângerile de egalitate pentru toate încărcările factorilor au fost respinse. Având în vedere respingerea invarianței factoriale complete, am continuat să verificăm ce factori de încărcare au fost diferiți. Deoarece parametrii de încărcare a factorilor s-au dovedit a fi invarianți între grupuri, constrângerile lor de egalitate specificate au fost menținute, cumulativ, pe tot parcursul procesului de testare a invarianței.]. În primul rând, constrângerea încărcărilor factorilor ale elementului de toleranță pentru a fi egale între grupuri a dat rezultate nesemnificative, sugerând că sunt egale. În scopuri de identificare, încărcarea pentru elementul Salience era deja constrânsă să ia valoarea 1 în ambele grupuri. În continuare, menținerea acestei constrângeri de egalitate și adăugarea constrângerii de egalitate pentru modificarea dispoziției a avut ca rezultat încă nesemnificative χ2 valorile. Acest lucru a continuat până când am ajuns la Retragere, unde este semnificativ χ2 rezultatele au sugerat neegalitatea între cele două grupuri. Testele au fost repetate pentru Conflict și Probleme, care au fost din nou nesemnificative. Procedura detaliată este prezentată în tabel 4. S-a constatat că toate măsurile observate, cu excepția retragerii, funcționează în mod echivalent pentru ambele regiuni lingvistice.

Tabelul 3 

Încărcările factoriale și măsurile de bună adaptare
Tabelul 4 

Rezumat al statisticilor de bună adaptare pentru testele de invarianță între grupuri lingvistice

Analiza corelației în comunitatea francofonă

Analiza corelației a fost utilizată pentru a explora validitatea concomitentă între GAS și alte constructe similare. După cum se arată în tabel 5, asocierea GAS cu scorul total MDI și cu subscala de anxietate ZKPQ-50-cc a fost mică (ρ = 0.27 și, respectiv, ρ = 0.24), iar asocierea GAS cu subscala de sociabilitate ZKPQ-50-cc a fost mică și negativ (ρ = −0.20). Corelațiile cu celelalte măsuri de evaluare au fost considerate banale.

Tabelul 5 

Corelația dintre GAS și alte constructe din comunitatea francofonă (între Fra)

Analiza corelației în comunitatea de limbă germană

După cum se arată în Tabelul 6, asocierea GAS cu MDI și cu subscala ZKPQ-50-cc Anxiety a fost mică (ρ = 0.24 și ρ = ​​0.23). Această asociere a fost mai mică cu subscala de agresivitate ZKPQ-50-cc (ρ = 0.15) și cu subscala de sociabilitate (ρ = − 0.10).

Tabelul 6 

Corelația dintre GAS și alte constructe din comunitatea vorbitoare de germană

Discuție

Studiul de față este primul care evaluează, după cunoștințele noastre, caracteristicile psihometrice ale GAS cu 7 articole în rândul eșantioanelor reprezentative de bărbați adulți vorbitori de limbă franceză și germană.

Constatarea principală este că modelul cu un singur factor al GAS cu 7 articole are proprietăți psihometrice bune și se potrivește bine cu datele din ambele eșantioane. Rezultatele sunt în conformitate cu o serie de constatări anterioare [, ] și permit extinderea lor la adulți. [, ].

În plus, s-a constatat că toate măsurile observate, cu excepția Retragerii, funcționează în mod echivalent pentru ambele regiuni lingvistice. Acest lucru se adaugă la validitatea interlingvistică a scalei. Slăbiciunea legată de elementul legat de retragere se poate datora lipsei de precizie a acestui concept atunci când este aplicat utilizării jocului []. De asemenea, poate indica diferențe între grupuri în construcția de bază. Această ipoteză nu este valabilă, însă, deoarece aceste diferențe nu se reflectă în mărimea încărcărilor factorilor, ale căror valori sunt similare (0.65 vs. 0.71). Discrepanțele dintre traducerea franceză și cea germană a acestui articol conex pot explica această diferență. Cu toate acestea, după ce am discutat din nou acest lucru cu persoane bilingve, nu putem găsi discrepanțe majore în sensul cuvintelor folosite. Deși aceasta este cea mai mare diferență în încărcările factorilor, ea rămâne marginală în comparație cu celelalte (0.06 în valoare absolută). Prin urmare, singura explicație plauzibilă este că semnificația statistică a χ2 statisticile observate sunt, cel mai probabil, induse de dimensiunea mare a eșantionului de aproape 6,000 de indivizi.

În concordanță cu numeroase studii privind utilizarea jocurilor și a internetului [, , ], a fost găsită o asociere între simptomele depresive și scorurile GAS. În plus, a fost găsită o mică asociere între scorurile GAS și atât dimensiunea Nevrotism-Anxietate, cât și subscala Agresivitate-Ostilitate a ZKPQ-50-cc. Aceste asocieri sunt în conformitate cu constatările legate de dependențele legate de consumul de substanțe [, ] și sunt în concordanță cu alte studii legate de Internet sau dependența de jocuri [, ]. Mai mult, ca și în alte studii [], a fost găsită o asociere negativă cu subscala Sociabilitate. Acest lucru pare să fie în concordanță cu concluziile altor studii care au arătat o asociere între singurătate și competență socială scăzută cu dependența de jocuri., ].

Studiul de față nu a arătat o asociere între scorurile GAS și căutarea senzațiilor. Această constatare o contrazice pe cea a altor studii []. Unii cercetători au arătat că căutarea senzațiilor este legată de extraversie []. Cu toate acestea, dependențele de jocuri și de internet par să fie mai mult legate de introversie decât de extraversie [] și, prin urmare, este plauzibil că căutarea senzațiilor nu a fost asociată aici cu scorurile GAS. În mod similar, în contradicție cu constatările unui număr de studii anterioare [, , , ], prezentul studiu nu a demonstrat o asociere cu consumul de alcool sau canabis. Aceste asociații au fost posibil mediate de activitatea online preferată specifică și pot diferi de la o activitate la alta [].

Cu un total de 2.3 % dintre participanți clasificați ca utilizatori monotetici și încă 9.5 % clasificați ca utilizatori politetici (utilizatori excesivi), ratele de prevalență din acest studiu sunt comparabile cu cele găsite în studiul GAS inițial.] și într-o serie de alte studii elvețiene și europene [-]. Ușor mai scăzut [, ] sau cifre de prevalență mai mari [, ] au fost, totuși, raportate în alte studii. Diferențele sunt, probabil, o consecință a diferențelor în instrumentele de evaluare, populația studiată, utilizarea clasificării politetice și limitele propuse.].

Studiul are o serie de puncte forte, cum ar fi recrutarea unui eșantion reprezentativ de bărbați tineri și o rată ridicată de răspuns. Acesta este un posibil avantaj, având în vedere părtinirea de auto-selecție descrisă în studiile bazate pe recrutare online.]. Un alt punct forte important este includerea a două eșantioane lingvistice diferite și mari. Printre punctele slabe ale studiului se numără lipsa femeilor din eșantioanele prezente și lipsa evaluării concomitente a activităților specifice de jocuri ale participanților. Pot fi necesare studii suplimentare ale GAS pentru a evalua diferite jocuri și alte comportamente legate de Internet.

Concluzie

GAS cu 7 articole pare a fi un instrument de evaluare interesant. Această scală, utilizată anterior pentru probele de adolescenți, pare a fi adecvată pentru eșantioanele pentru adulți și are proprietăți psihometrice bune în versiunile sale franceză și germană.

Aprobarea eticii și consimțământul de a participa

Studiul de față, emis din protocolul de cercetare C-SURF numărul 15/07, a fost aprobat de Comitetul de etică pentru cercetare clinică al Școlii de Medicină a Universității din Lausanne. Toți participanții și-au dat consimțământul informat scris pentru a participa la studiu.

Consimțământ pentru publicare

Nu se aplică.

Disponibilitatea datelor și a materialelor

Disponibil la cerere ultimului autor Gerhard Gmel: [e-mail protejat].

Mulţumiri

Spre sursa de finanțare.

Finanțare

Finanțarea acestui studiu a fost oferită de Fundația Națională pentru Știință Elvețiană (FN 33CSC0-122679 și FN 33CS30-139467).

Abrevieri

BSSSscară scurtă de căutare a senzațiilor
CFAanaliza factorului de confirmare
CFIindicele de potrivire comparativ
C-SURFstudiu de cohortă privind factorii de risc pentru consumul de substanțe
DSM-IVmanual de diagnostic statistic al tulburărilor mintale, ediția a patra
EFA-urianalize factoriale exploratorii
GASscară de dependență de joc
ICD-10clasificarea internațională a tulburărilor mentale și comportamentale
MAPtestul parțial mediu minim al lui Velicer
MDIinventarul depresiei majore
RMSEAeroarea pătratică medie de aproximare
SEMModelarea ecuației structurale
ZKPQ-50-ccChestionarul de personalitate Zuckerman-Kuhlman
 

Fișier suplimentar

Fișier suplimentar 1:(73K, docx)

Traducerea Scalei de dependență de jocuri (DOCX 72 kb)

 

Note de subsol

 

Interese concurente

Autorii declară că nu au interese concurente.

 

 

Contribuțiile autorilor

GG a organizat investigația inițială și a adus contribuții substanțiale la conceperea și proiectarea și achiziția de date, YK, GG și DZ în proiectarea prezentei lucrări și au adus contribuții substanțiale la conceperea studiului în cauză. YK a redactat manuscrisul. AC a efectuat analiza statistică și a redactat manuscrisul. GG, SR, DZ, SA și GT au contribuit la elaborarea manuscrisului. GG, SR, DZ, SA și GT au fost implicați în revizuirea critică a manuscrisului pentru o mulțumire intelectuală importantă. Toți autorii au fost implicați în interpretarea datelor, redactarea și revizuirea articolului. Toți autorii au citit și au aprobat manuscrisul final.

 

Referinte

1. Rodda S, Lubman DI, Dowling NA, Bough A, Jackson AC. Consiliere bazată pe web pentru jocurile de noroc cu probleme: explorarea motivațiilor și recomandărilor. J Med Internet Res. 2013;15(5):e99. doi: 10.2196/jmir.2474. [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
2. Powell J, Hamborg T, Stallard N, Burls A, McSorley J, Bennett K, Griffiths KM, Christensen H. Eficacitatea unui instrument cognitiv-comportamental bazat pe web pentru a îmbunătăți bunăstarea mentală în populația generală: studiu controlat randomizat . J Med Internet Res. 2013;15(1):e2. doi: 10.2196/jmir.2240. [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
3. Bolier L, Haverman M, Kramer J, Westerhof GJ, Riper H, Walburg JA, Boon B, Bohlmeijer E. O intervenție bazată pe internet pentru a promova fitnessul mental pentru adulții cu depresie ușoară: studiu controlat randomizat. J Med Internet Res. 2013;15(9):e200. doi: 10.2196/jmir.2603. [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
4. Harris IM, Roberts LM. Explorarea utilizării și efectelor site-urilor web de autovătămare deliberată: un studiu bazat pe internet. J Med Internet Res. 2013;15(12):e285. doi: 10.2196/jmir.2802. [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
5. van Gaalen JL, Beerthuizen T, van der Meer V, van Reisen P, Redelijkheid GW, Snoeck-Stroband JB, Sont JK, Group SS. Rezultatele pe termen lung ale sprijinului de autogestionare bazat pe internet la adulții cu astm bronșic: studiu controlat randomizat. J Med Internet Res. 2013;15(9):e188. doi: 10.2196/jmir.2640. [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
6. Ramo DE, JJ Prochaska. Acoperire largă și recrutare direcționată folosind Facebook pentru un sondaj online privind consumul de substanțe pentru tinerii adulți. J Med Internet Res. 2012;14(1):e28. doi: 10.2196/jmir.1878. [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
7. Morel V, Chatton A, Cochand S, Zullino D, Khazaal Y. Quality of web-based information on bipolar disorder. J Afect Disord. 2008;110(3):265–269. doi: 10.1016/j.jad.2008.01.007. [PubMed] [Cross Ref]
8. Khazaal Y, Chatton A, Cochand S, Coquard O, Fernandez S, Khan R, Billieux J, Zullino D. Brief DISCERN, șase întrebări pentru evaluarea conținutului bazat pe dovezi al site-urilor web legate de sănătate. Pacient Educ Couns. 2009. [PubMed]
9. Monney G, Penzenstadler L, Dupraz O, Etter JF, Khazaal Y. Aplicația mHealth pentru utilizatorii de canabis: satisfacție și utilitate percepută. Psihiatrie Frontiere. 2015;6:120. doi: 10.3389/fpsyt.2015.00120. [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
10. Spada MM. O privire de ansamblu asupra utilizării problematice a Internetului. Comportament de dependent. 2014;39(1):3–6. doi: 10.1016/j.addbeh.2013.09.007. [PubMed] [Cross Ref]
11. Koo C, Wati Y, Lee CC, Oh HY. Copiii dependenți de internet și eforturile guvernului sud-coreean: caz boot-camp. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2011;14(6):391–394. doi: 10.1089/cyber.2009.0331. [PubMed] [Cross Ref]
12. Kuss DJ, Griffiths MD, Karila L, Billieux J. Dependența de internet: o revizuire sistematică a cercetării epidemiologice din ultimul deceniu. Curr Pharm Des. 2014;20(25):4026–4052. doi: 10.2174/13816128113199990617. [PubMed] [Cross Ref]
13. Aboujaoude E. Utilizarea problematică a Internetului: o privire de ansamblu. Psihiatrie Mondială. 2010;9(2):85–90. doi: 10.1002/j.2051-5545.2010.tb00278.x. [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
14. Geisel O, Panneck P, Stickel A, Schneider M, Muller CA. Caracteristicile jucătorilor din rețelele sociale: rezultatele unui sondaj online. Psihiatrie Frontiere. 2015;6:69. doi: 10.3389/fpsyt.2015.00069. [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
15. Wei HT, Chen MH, Huang PC, Bai YM. Asocierea dintre jocurile online, fobia socială și depresie: un sondaj pe internet. BMC Psihiatrie. 2012;12:92. doi: 10.1186/1471-244X-12-92. [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
16. Zanetta Dauriat F, Zermatten A, Billieux J, Thorens G, Bondolfi G, Zullino D, Khazaal Y. Motivațiile de a juca prezic în mod specific implicarea excesivă în jocurile de rol online masiv multiplayer: dovezi dintr-un sondaj online. Eur Addict Res. 2011;17(4):185–189. doi: 10.1159/000326070. [PubMed] [Cross Ref]
17. Billieux J, Chanal J, Khazaal Y, Rochat L, Gay P, Zullino D, Van der Linden M. Psihological predictors of problematic implication in massively multiplayer online role-playing games: illustration in a sample of masculin cybercafe players. Psihopatologie. 2011;44(3):165–171. doi: 10.1159/000322525. [PubMed] [Cross Ref]
18. Billieux J, Thorens G, Khazaal Y, Zullino D, Achab S, Van der Linden M. Problematic implication in online games: A cluster analytic approach. Calculatoare Comportamentul uman. 2015;43:242–250. doi: 10.1016/j.chb.2014.10.055. [Cross Ref]
19. Ho RC, Zhang MW, Tsang TY, Toh AH, Pan F, Lu Y, Cheng C, Yip PS, Lam LT, Lai CM și colab. Asocierea dintre dependența de internet și comorbiditatea psihiatrică: o meta-analiză. BMC Psihiatrie. 2014;14:183. doi: 10.1186/1471-244X-14-183. [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
20. te Wildt BT, Putzig I, Zedler M, Ohlmeier MD. [Dependența de internet ca simptom al tulburărilor depresive ale dispoziției] Psychiatr Prax. 2007;34(Suppl 3):S318–322. doi: 10.1055/s-2007-970973. [PubMed] [Cross Ref]
21. Carli V, Durkee T, Wasserman D, Hadlaczky G, Despalins R, Kramarz E, Wasserman C, Sarchiapone M, Hoven CW, Brunner R și colab. Asocierea dintre utilizarea patologică a internetului și psihopatologia comorbidă: o revizuire sistematică. Psihopatologie. 2013;46(1):1–13. doi: 10.1159/000337971. [PubMed] [Cross Ref]
22. Brand M, Laier C, Young KS. Dependența de internet: stiluri de adaptare, așteptări și implicații ale tratamentului. Psihologia frontierelor. 2014;5:1256. [Articol gratuit PMC] [PubMed]
23. Ahmadi J, Amiri A, Ghanizadeh A, Khademalhosseini M, Khademalhosseini Z, Gholami Z, Sharifian M. Prevalența dependenței de internet, jocuri pe calculator, DVD și video și relația sa cu anxietatea și depresia într-un eșantion de nivel ridicat iranian Elevii Școlii. Științe comportamentale în psihiatrie iraniană J. 2014;8(2):75–80. [Articol gratuit PMC] [PubMed]
24. Dalbudak E, Evren C. Relația severității dependenței de internet cu simptomele tulburării cu deficit de atenție și hiperactivitate la studenții de la Universitatea din Turcia; impactul trăsăturilor de personalitate, depresie și anxietate. Compr Psihiatrie. 2014;55(3):497–503. doi: 10.1016/j.comppsych.2013.11.018. [PubMed] [Cross Ref]
25. Lemmens JS, Valkenburg PM, Peter J. Cauze psihosociale și consecințe ale jocului patologic. Calculatoare Comportamentul uman. 2011;27(1).
26. AJ VANR, Kuss DJ, Griffiths MD, Shorter GW, Schoenmakers MT DVDM. (co-)apariția jocurilor video problematice, a consumului de substanțe și a problemelor psihosociale la adolescenți. J Dependențe comportamentale. 2014;3(3):157–165. doi: 10.1556/JBA.3.2014.013. [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
27. van der Aa N, Overbeek G, Engels RC, Scholte RH, Meerkerk GJ, Van den Eijnden RJ. Utilizarea zilnică și compulsivă a internetului și bunăstarea în adolescență: un model de diateză-stres bazat pe cinci trăsături mari de personalitate. J Tineret Adolesc. 2009;38(6):765–776. doi: 10.1007/s10964-008-9298-3. [PubMed] [Cross Ref]
28. Cao F, Su L, Liu T, Gao X. Relația dintre impulsivitate și dependența de internet la un eșantion de adolescenți chinezi. Psihiatrie europeană. 2007;22(7):466–471. doi: 10.1016/j.eurpsy.2007.05.004. [PubMed] [Cross Ref]
29. Choi JS, Park SM, Roh MS, Lee JY, Park CB, Hwang JY, Gwak AR, Jung HY. Control inhibitor disfuncțional și impulsivitate în dependența de internet. Psihiatrie Res. 2014;215(2):424–428. doi: 10.1016/j.psychres.2013.12.001. [PubMed] [Cross Ref]
30. Mok JY, Choi SW, Kim DJ, Choi JS, Lee J, Ahn H, Choi EJ, Song WY. Analiză latentă de clasă privind dependența de internet și smartphone-uri la studenții de facultate. Tratamentul bolilor neuropsihiatrice. 2014;10:817–828. [Articol gratuit PMC] [PubMed]
31. Muller KW, Beutel ME, Egloff B, Wolfling K. Investigarea factorilor de risc pentru tulburarea de jocuri pe internet: o comparație a pacienților cu dependență de jocuri, jucători patologici și controale sănătoase privind cele cinci trăsături de personalitate mari. Eur Addict Res. 2014;20(3):129–136. doi: 10.1159/000355832. [PubMed] [Cross Ref]
32. Heo J, Oh J, Subramanian SV, Kim Y, Kawachi I. Utilizarea dependentă a internetului printre adolescenții coreeni: un sondaj național. Plus unu. 2014;9(2):e87819. doi: 10.1371/journal.pone.0087819. [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
33. Senormanci O, Senormanci G, Guclu O, Konkan R. Atașamentul și funcționarea familiei la pacienții cu dependență de internet. Gen Hosp Psihiatrie. 2014;36(2):203–207. doi: 10.1016/j.genhosppsych.2013.10.012. [PubMed] [Cross Ref]
34. Lam LT, Peng ZW, Mai JC, Jing J. Factori asociați cu dependența de internet în rândul adolescenților. Ciberpsihologie Comportament. 2009;12(5):551–555. doi: 10.1089/cpb.2009.0036. [PubMed] [Cross Ref]
35. Petry NM, Rehbein F, Gentile DA, Lemmens JS, Rumpf HJ, Mossle T, Bischof G, Tao R, Fung DS, Borges G și colab. Un consens internațional pentru evaluarea tulburărilor de jocuri pe internet folosind noua abordare DSM-5. Dependenta. 2014. [PubMed]
36. Ko CH, Yen JY. Criteriile pentru a diagnostica tulburarea jocurilor pe internet de la jucătorul online cauzal. Dependenta. 2014;109(9):1411–1412. doi: 10.1111/add.12565. [PubMed] [Cross Ref]
37. King DL, Haagsma MC, Delfabbro PH, Gradisar M, Griffiths MD. Spre o definiție consensuală a jocurilor video patologice: o revizuire sistematică a instrumentelor de evaluare psihometrice. Clin Psychol Rev. 2013;33(3):331–342. doi: 10.1016/j.cpr.2013.01.002. [PubMed] [Cross Ref]
38. Petry NM, Rehbein F, Ko CH, O'Brien CP. Tulburarea jocurilor pe internet în DSM-5. Curr Psihiatrie Rep. 2015;17(9):72. doi: 10.1007/s11920-015-0610-0. [PubMed] [Cross Ref]
39. Tânăr KS. Cercetarea și controversa în jurul dependenței de internet. Comportamentul ciberpsihologiei. 1999;2(5):381–383. doi: 10.1089/cpb.1999.2.381. [PubMed] [Cross Ref]
40. Demetrovics Z, Urban R, Nagygyorgy K, Farkas J, Griffiths MD, Papay O, Kokonyei G, Felvinczi K, Olah A. Elaborarea Chestionarului Problematic Online Gaming (POGQ) PLoS One. 2012;7(5):e36417. doi: 10.1371/journal.pone.0036417. [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
41. Lortie CL, Guitton MJ. Instrumente de evaluare a dependenței de internet: structura dimensională și statutul metodologic. Dependenta. 2013;108(7):1207–1216. doi: 10.1111/add.12202. [PubMed] [Cross Ref]
42. Khazaal Y, Achab S, Billieux J, Thorens G, Zullino D, Dufour M, Rothen S. Factor Structure of the Internet Addiction Test in Online Gamers and Poker Players. JMIR Sănătate Mintală. 2015;2(2):e12. doi: 10.2196/mental.3805. [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
43. King DL, Delfabbro PH, Griffiths MD. Traiectorii jocurilor video cu probleme în rândul jucătorilor obișnuiți adulți: un studiu longitudinal de 18 luni. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2013;16(1):72–76. doi: 10.1089/cyber.2012.0062. [PubMed] [Cross Ref]
44. Lemmens JS, Valkenburg PM, Peter J. Dezvoltarea și validarea unei scale de dependență de jocuri pentru adolescenți. Psihologia mass-media. 2009;12(1):77–95. doi: 10.1080/15213260802669458. [Cross Ref]
45. van Holst RJ, Lemmens JS, Valkenburg PM, Peter J, Veltman DJ, Goudriaan AE. Prejudecățile atenționale și dezinhibarea față de indiciile de joc sunt legate de jocurile cu probleme la adolescenții de sex masculin. J Sănătatea adolescentului. 2012;50(6):541–546. doi: 10.1016/j.jadohealth.2011.07.006. [PubMed] [Cross Ref]
46. ​​Torres A, Catena A, Megias A, Maldonado A, Candido A, Verdejo-Garcia A, Perales JC. Căi emoționale și non-emoționale către comportament impulsiv și dependență. Front Hum Neurosci. 2013;7:43. [Articol gratuit PMC] [PubMed]
47. Billieux J, Khazaal Y, Oliveira S, de Timary P, Edel Y, Zebouni F, Zullino D, Van der Linden M. The Geneva Appetitive Alcohol Pictures (GAAP): dezvoltare și validare preliminară. Eur Addict Res. 2011;17(5):225–230. doi: 10.1159/000328046. [PubMed] [Cross Ref]
48. Khazaal Y, Zullino D, Billieux J. The Geneva Smoking Pictures: dezvoltare și validare preliminară. Eur Addict Res. 2012;18(3):103–109. doi: 10.1159/000335083. [PubMed] [Cross Ref]
49. Michalczuk R, Bowden-Jones H, Verdejo-Garcia A, Clark L. Impulsivitate și distorsiuni cognitive la jucătorii patologici care participă la Clinica națională de jocuri de noroc cu probleme din Marea Britanie: un raport preliminar. Psychol Med. 2011;41(12):2625–2635. doi: 10.1017/S003329171100095X. [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
50. Gaetan S, Bonnet A, Brejard V, Cury F. Validarea franceză a Scalei de dependență de jocuri cu 7 articole pentru adolescenți. Revista Europeană Psihologie Aplicată. 2014;64(4):161–168. doi: 10.1016/j.erap.2014.04.004. [Cross Ref]
51. Mohler-Kuo M, Wydler H, Zellweger U, Gutzwiller F. Diferențele în starea de sănătate și comportamentul de sănătate în rândul tinerilor adulți elvețieni între 1993 și 2003. Swiss Med Wkly. 2006;136(29–30):464–472. [PubMed]
52. Studer J, Mohler-Kuo M, Dermota P, Gaume J, Bertholet N, Eidenbenz C, Daeppen JB, Gmel G. Need for informated consent in substance use studies–harm of bias? Droguri cu alcool J Stud. 2013;74(6):931–940. doi: 10.15288/jsad.2013.74.931. [PubMed] [Cross Ref]
53. Bech P, Rasmussen NA, Olsen LR, Noerholm V, Abildgaard W. The sensitivity and specificity of the Major Depression Inventory, using the Present State Examination as the index of diagnostic validity. J Afect Disord. 2001;66(2–3):159–164. doi: 10.1016/S0165-0327(00)00309-8. [PubMed] [Cross Ref]
54. Olsen LR, Jensen DV, Noerholm V, Martiny K, Bech P. Validitatea internă și externă a Inventarului depresiei majore în măsurarea severității stărilor depresive. Psychol Med. 2003;33(2):351–356. doi: 10.1017/S0033291702006724. [PubMed] [Cross Ref]
55. Cuijpers P, Dekker J, Noteboom A, Smits N, Peen J. Sensitivity and specificity of the Major Depression Inventory in ambulatori. BMC Psihiatrie. 2007;7:39. doi: 10.1186/1471-244X-7-39. [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
56. Bech P, Timmerby N, Martiny K, Lunde M, Soendergaard S. Evaluarea psihometrică a Inventarului de depresie majoră (MDI) ca scală de severitate a depresiei folosind LEAD (Longitudinal Expert Assessment of All Data) ca indice de validitate. BMC Psihiatrie. 2015;15:190. doi: 10.1186/s12888-015-0529-3. [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
57. Hoyle RH, Stephenson MT, Palmgreen P, Lorch EP, Donohew RL. Fiabilitatea și validitatea unei scurte măsuri a căutării senzațiilor. Diferențele individuale de personalitate. 2002;32:401. doi: 10.1016/S0191-8869(01)00032-0. [Cross Ref]
58. Aluja A, Rossier J, Garcia LF, Angleitner A, Kuhlman M, Zuckerman M. O formă prescurtată interculturală a ZKPQ (ZKPQ-50-cc) adaptată la limbile engleză, franceză, germană și spaniolă. Diferențele individuale de personalitate. 2006;41:619–628. doi: 10.1016/j.paid.2006.03.001. [Cross Ref]
59. Floros G, Siomos K, Stogiannidou A, Giouzepas I, Garyfallos G. Relația dintre personalitate, stiluri de apărare, tulburare de dependență de internet și psihopatologie la studenți. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2014;17(10):672–676. doi: 10.1089/cyber.2014.0182. [PubMed] [Cross Ref]
60. Ritson B, el Raportul ESPAD din 1999. Proiectul European School Survey privind consumul de alcool și alte droguri în rândul elevilor din 30 de țări europene. De Björn Hibell, Barboro Andersson, Salme Ahlström, Olga Balakireva, Thoroddur Bjarnason, Anna Kokkevi și Mark Morgan. Consiliul suedez pentru informare privind alcoolul și alte droguri, Stockholm. 2000. Alcool Alcool. 2003;38(1):99–9.
61. Streiner DL, Norman GR. Scale de măsurare a sănătății. Al patrulea. New York: Oxford University Press; 2008.
62. Velicer WF. Determinarea numărului de componente din matricea corelațiilor parțiale. Psihometrica. 1976;41:321–327. doi: 10.1007/BF02293557. [Cross Ref]
63. O'Connor BP. Programe SPSS și SAS pentru determinarea numărului de componente folosind analiza paralelă și testul MAP Velicer. Comportament Res Metode Instrumentație Calculatoare. 2000;32:396–402. doi: 10.3758/BF03200807. [PubMed] [Cross Ref]
64. Joreskog KG. Analiza factorială simultană la mai multe populații. Psihometrica. 1971;36:409–426. doi: 10.1007/BF02291366. [Cross Ref]
65. Byrne BM. Modelarea ecuațiilor structurale cu AMOS. 2. New York: Routledge; 2009.
66. Hoyle RH. Manual de modelare a ecuațiilor structurale. New York: The Guilford Press; 2012.
67. Hu LT, Bentler PM. Criterii de limită pentru indici de potrivire în analiza structurii de covarianță: criterii convenționale versus alternative noi. Modelarea ecuației structurale. 1999;6:1–55. doi: 10.1080/10705519909540118. [Cross Ref]
68. Cohen J. Statistical power analysis for the behavioral sciences. a 2-a ed. New Jersey: 1988
69. Andridge RR, Little RJ. O revizuire a imputării Hot Deck pentru non-răspuns la sondaj. Int Stat Rev. 2010;78(1):40–64. doi: 10.1111/j.1751-5823.2010.00103.x. [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
70. Myers TA, Mason G. Goodbye, Listwise Deletion: Prezentarea Hot Deck Imputation ca un instrument ușor și eficient pentru manipularea datelor lipsă. Metode de comunicare Măsuri. 2011;5(4):297–310. doi: 10.1080/19312458.2011.624490. [Cross Ref]
71. Bentler PM, Chou CP. Probleme practice în modelarea structurală. Metode Sociologice și Res. 1987;16:78–117. doi: 10.1177/0049124187016001004. [Cross Ref]
72. Kline R. Principii și practică de modelare a ecuațiilor structurale. 3. New York Londra: The Guilford Press; 2011.
73. Byrne BM. Testarea invarianței multigrup folosind grafica AMOS: un drum mai puțin parcurs. Modelarea ecuației structurale. 2004;11(2):272–300. doi: 10.1207/s15328007sem1102_8. [Cross Ref]
74. Montag C, Bey K, Sha P, Li M, Chen YF, Liu WY, Zhu YK, Li CB, Markett S, Keiper J și colab. Este semnificativ să facem distincția între dependența generalizată și specifică de internet? Dovezi dintr-un studiu intercultural din Germania, Suedia, Taiwan și China. Psihiatrie Asia-Pacific. 2014. [PubMed]
75. Kiraly O, Griffiths MD, Urban R, Farkas J, Kokonyei G, Elekes Z, Tamas D, Demetrovics Z. Utilizarea problematică a internetului și jocurile online problematice nu sunt aceleași: constatări dintr-un eșantion mare de adolescenți reprezentativ la nivel național. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2014;17(12):749–754. doi: 10.1089/cyber.2014.0475. [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
76. Yang L, Sun L, Zhang Z, Sun Y, Wu H, Ye D. Dependența de internet, depresia adolescenților și rolul de mediere al evenimentelor de viață: constatare dintr-un eșantion de adolescenți chinezi. Int J Psihologie. 2014;49(5):342–347. doi: 10.1002/ijop.12063. [PubMed] [Cross Ref]
77. Valero S, Daigre C, Rodriguez-Cintas L, Barral C, Goma IFM, Ferrer M, Casas M, Roncero C. Neuroticism and impulsivity: their hierarchical organization in the personality characterization of drug-dependen patients from a decision tree learning perspective . Compr Psihiatrie. 2014;55(5):1227–1233. doi: 10.1016/j.comppsych.2014.03.021. [PubMed] [Cross Ref]
78. Roncero C, Daigre C, Barral C, Ros-Cucurull E, Grau-Lopez L, Rodriguez-Cintas L, Tarifa N, Casas M, Valero S. Neuroticism associated with cocaine-induced psychosis in cocaine-dependent patients: a cross -studiu observaţional secţional. Plus unu. 2014;9(9):e106111. doi: 10.1371/journal.pone.0106111. [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
79. Kumar P, Singh U. Dependența de internet în relație cu factorii de personalitate ai modelului alternativ de cinci factori al lui Zuckerman. Indian J Health Wellbeing. 2014;5(4):500–502.
80. Kowert R, Domahidi E, Quandt T. Relația dintre implicarea în jocurile video online și prieteniile legate de jocuri în rândul persoanelor sensibile emoțional. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2014;17(7):447–453. doi: 10.1089/cyber.2013.0656. [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
81. Mehroof M, Griffiths MD. Dependența de jocuri online: rolul căutării de senzații, autocontrol, nevrotism, agresivitate, anxietate de stare și anxietate de trăsătură. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2010;13(3):313–316. doi: 10.1089/cyber.2009.0229. [PubMed] [Cross Ref]
82. Kuss DJ, Louws J, Wiers RW. Dependență de jocuri online? Motivele prezic un comportament de joc care provoacă dependență în jocurile de rol online cu multiplayer masiv. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2012;15(9):480–485. doi: 10.1089/cyber.2012.0034. [PubMed] [Cross Ref]
83. Yen JY, Ko CH, Yen CF, Chen CS, Chen CC. Asocierea dintre consumul dăunător de alcool și dependența de internet în rândul studenților: comparație a personalității. Psihiatrie Clin Neurosci. 2009;63(2):218–224. doi: 10.1111/j.1440-1819.2009.01943.x. [PubMed] [Cross Ref]
84. Kuss DJ, Griffiths MD, Binder JF. Dependența de internet la studenți: Prevalență și factori de risc. Calculatoare Comportamentul uman. 2013;29(3):959–966. doi: 10.1016/j.chb.2012.12.024. [Cross Ref]
85. Khazaal Y, Chatton A, Horn A, Achab S, Thorens G, Zullino D, Billieux J. French Validation of the Compulsive Internet Use Scale (CIUS). Psihiatrie Q. 2012. [PubMed]
86. Khazaal Y, Billieux J, Thorens G, Khan R, Louati Y, Scarlatti E, Theintz F, Lederrey J, Van Der Linden M, Zullino D. Validarea franceză a testului de dependență de internet. Comportamentul ciberpsihologiei. 2008;11(6):703–706. doi: 10.1089/cpb.2007.0249. [PubMed] [Cross Ref]
87. Johansson A, Gotestam KG. Dependența de internet: caracteristicile unui chestionar și prevalența la tinerii norvegieni (12-18 ani) Scand J Psychol. 2004;45(3):223–229. doi: 10.1111/j.1467-9450.2004.00398.x. [PubMed] [Cross Ref]
88. Kaltiala-Heino R, Lintonen T, Rimpelä A. Internet addiction? Utilizarea potențial problematică a internetului la o populație de adolescenți cu vârsta cuprinsă între 12 și 18 ani. Teoria dependenței. 2004;12(1):89–96. doi: 10.1080/1606635031000098796. [Cross Ref]
89. Durkee T, Kaess M, Carli V, Parzer P, Wasserman C, Floderus B, Apter A, Balazs J, Barzilay S, Bobes J și colab. Prevalența utilizării patologice a internetului în rândul adolescenților din Europa: factori demografici și sociali. Dependenta. 2012;107(12):2210–2222. doi: 10.1111/j.1360-0443.2012.03946.x. [PubMed] [Cross Ref]
90. Haagsma MC, Pieterse ME, Peters O. The prevalence of problematic video gamers in the Netherlands. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2012;15(3):162–168. doi: 10.1089/cyber.2011.0248. [PubMed] [Cross Ref]
91. Van Rooij AJ, Schoenmakers TM, Vermulst AA, Van den Eijnden RJ, Van de Mheen D. Online video game addiction: identification of addicted adolescent gamers. Dependenta. 2011;106(1):205–212. doi: 10.1111/j.1360-0443.2010.03104.x. [PubMed] [Cross Ref]
92. Xu J, Shen LX, Yan CH, Wu ZQ, Ma ZZ, Jin XM, Shen XM. [Dependența de internet în rândul adolescenților din Shanghai: prevalență și caracteristici epidemiologice] Zhonghua yu fang yi xue za zhi. 2008;42(10):735–738. [PubMed]
93. Khazaal Y, van Singer M, Chatton A, Achab S, Zullino D, Rothen S, Khan R, Billieux J, Thorens G. Auto-selectarea afectează reprezentativitatea eșantioanelor în sondajele online? O investigație în cercetarea jocurilor video online. J Med Internet Res. 2014;16(7):e164. doi: 10.2196/jmir.2759. [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]