J Behav Addict. 2018 Sep 11: 1-11. doi: 10.1556 / 2006.7.2018.69.
Li JB1,2, Mo PKH2,3, Lau JTF2,3, Су XF2,3, Чжан Х4, Wu AMS5, Mai JC6, Chen YX6.
Абстрактные
Предпосылки и цели
Цель этого исследования - оценить продольные ассоциации между онлайн-зависимостью в социальных сетях (OSNA) и депрессией, независимо от того, прогнозирует ли OSNA развитие депрессии, и наоборот, влияет ли депрессия на развитие OSNA.
методы
В 5,365 в марте были опрошены в общей сложности студенты 2014 из девяти средних школ в Гуанчжоу, Южный Китай, и спустя 9 месяцев. Уровень OSNA и депрессии измеряли с использованием утвержденной шкалы OSNA и CES-D соответственно. Для оценки продольных ассоциаций между OSNA и депрессией применялись модели многоуровневой логистической регрессии.
Итоги
Подростки, которые были в депрессии, но не имели ОСНА на исходном уровне, имели 1.48 раз больше шансов на развитие OSNA при последующем наблюдении по сравнению с теми, кто не был подавлен на исходном уровне [скорректированный OR (AOR): 1.48, 95% доверительный интервал (CI): 1.14-1.93 ]. Кроме того, по сравнению с теми, кто не болел депрессией в течение последующего периода, подростки, которые были настойчиво подавлены или впали в депрессию в течение последующего периода, имели повышенный риск развития OSNA при последующем наблюдении (AOR: 3.45, 95% CI: 2.51-4.75 для постоянной депрессии; AOR: 4.47, 95% CI: 3.33-5.99 для возникающей депрессии). С другой стороны, среди лиц без депрессии на начальном этапе подростки, которые были классифицированы как стойкие OSNA или возникающие OSNA, имели более высокий риск развития депрессии по сравнению с теми, кто не был OSNA (AOR: 1.65, 95% CI: 1.01-2.69 для стойкой OSNA, AOR: 4.29; 95% CI: 3.17-5.81 для новой OSNA).
Заключение
Полученные данные указывают на двунаправленную связь между OSNA и депрессией, а это означает, что привыкание к онлайн-использованию социальных сетей сопровождается увеличением уровня депрессивных симптомов.
КЛЮЧЕВЫЕ СЛОВА: подростки; депрессия; продольная ассоциация; онлайн-зависимость от социальных сетей
PMID: 30203664
Онлайн-зависимость от социальных сетей и депрессия: результаты широкомасштабного проспективного когортного исследования у китайских подростков.
J Behav Addict. 2018 Sep 11: 1-11. doi: 10.1556 / 2006.7.2018.69. [Epub перед печатью]
Li JB1,2, Mo PKH2,3, Lau JTF2,3, Су XF2,3, Чжан Х4, Wu AMS5, Mai JC6, Chen YX6.
Абстрактные
Предыстория и цели Целью данного исследования является оценка продольных ассоциаций между онлайн-зависимостью в социальных сетях (OSNA) и депрессией, независимо от того, прогнозирует ли OSNA развитие депрессии, и наоборот, влияет ли депрессия на развитие OSNA. Методы. Всего учащихся 5,365 из девяти средних школ в Гуанчжоу, Южный Китай, были обследованы на начальном этапе в марте 2014 и последовали 9 месяцев спустя. Уровень OSNA и депрессии измеряли с использованием утвержденной шкалы OSNA и CES-D соответственно. Для оценки продольных ассоциаций между OSNA и депрессией применялись модели многоуровневой логистической регрессии. Результаты Подростки, которые были депрессией, но без ОСНА на исходном уровне, имели 1.48 раз больше шансов на развитие OSNA при последующем наблюдении по сравнению с теми, кто не был подавлен на исходном уровне [скорректированный OR (AOR): 1.48, 95% доверительный интервал (CI): 1.14- 1.93]. Кроме того, по сравнению с теми, кто не болел депрессией в течение последующего периода, подростки, которые были настойчиво подавлены или впали в депрессию в течение последующего периода, имели повышенный риск развития OSNA при последующем наблюдении (AOR: 3.45, 95% CI: 2.51-4.75 для постоянной депрессии; AOR: 4.47, 95% CI: 3.33-5.99 для возникающей депрессии). С другой стороны, среди лиц без депрессии на начальном этапе подростки, которые были классифицированы как стойкие OSNA или возникающие OSNA, имели более высокий риск развития депрессии по сравнению с теми, кто не был OSNA (AOR: 1.65, 95% CI: 1.01-2.69 для стойкой OSNA, AOR: 4.29; 95% CI: 3.17-5.81 для новой OSNA). Заключение Результаты показывают двунаправленную связь между OSNA и депрессией, что означает, что привыкание к онлайн-использованию социальных сетей сопровождается увеличением уровня депрессивных симптомов.
КЛЮЧЕВЫЕ СЛОВА: подростки; депрессия; продольная ассоциация; онлайн-зависимость от социальных сетей
PMID: 30203664
Введение
Депрессия, наиболее широко распространенное психическое расстройство (Кнопф, Парк и Мулье, 2008 г.; Тапар, Коллишоу, Поттер и Тапар, 2010 г.), является важной проблемой общественного здравоохранения среди подростков. За 9% подростков сообщили о умеренном или тяжелом уровне депрессии, а его частота заболеваемости 1-годом была оценена в 3% в Соединенных Штатах (Раштон, Форсьер и Шектман, 2002 г.). В Южном Китае в нашем предыдущем исследовании сообщалось о распространенности депрессии в 1-неделе 23.5% среди учащихся средних школ (Ли и др., 2017).
Сообщалось о положительной связи между интернет-зависимостью и депрессией среди подростков как в поперечном разрезе (Морено, Еленчик и Бреланд, 2015 г.; Ю, Чо и Ча, 2014 г.) и продольных исследований (Чо, Сун, Шин, Лим и Шин, 2013 г.; Ко, Йен, Чен, Йе и Йен, 2009 г.; Lam, 2014). Однако в этих исследованиях оценивалась зависимость от Интернета в целом, а не конкретные виды онлайн-деятельности. Подростки могут проводить различные виды онлайн-деятельности в Интернете. В нескольких исследованиях подчеркивается важность и необходимость различения зависимости от конкретных интернет-мероприятий от интернет-зависимости в целом (Дэвис, 2001; Лакони, Трикар и Шаброль, 2015 г.; Понтес, Сабо и Гриффитс, 2015 г.). Онлайн-социальные сети - относительно новое явление, и высокая распространенность депрессии наблюдается среди населения, которое является онлайн-пользователями социальных сетей (Лин и др., 2016; Тан и Ко, 2017). По сравнению с общим населением, подростки и студенты являются наиболее частыми пользователями онлайн-социальных сетей (Гритс, Кусс и Деметрович, 2014 г.). Онлайн-зависимость от социальных сетей (OSNA) - относительно новое привыкание к поведению среди подростков, а также компульсивное участие в онлайн-мероприятиях в социальных сетях. В качестве специфического типа поведенческих зависимостей, связанных с Интернетом, OSNA включает основные классические симптомы зависимости (Гриффитс, 2013; Кусс и Гриффитс, 2011), и определяется как "чрезмерное беспокойство по поводу использования онлайн-социальных сетей, которое должно основываться на сильной мотивации к входу в систему или использованию онлайн-социальных сетей, которые ухудшают другие социальные мероприятия, исследования / рабочие места, межличностные отношения и / или психологическое здоровье и благополучие»(Андреассен, 2015). OSNA заметно вырос среди подростков. Вокруг 9.78% студентов колледжа в США считают себя склонными к наркомании Facebook (Пемпек, Ермолаева и Калверт, 2009 г.), а 29.5% сингапурских студентов университета OSNA (Тан и Ко, 2017). Исследование, проведенное в 2010, показало, что распространенность OSNA была даже выше, чем 30% у китайских студентов (Чжоу и Люн, 2010 г.). Свидетельства свидетельствуют о том, что чрезмерные и навязчивые онлайн-социальные сети редко бывают полезны, скорее, потенциально пагубные последствия для психосоциального благополучия подростков, включая эмоциональные, реляционные и другие связанные со здоровьем результаты (Андреассен, 2015).
Несколько опросов по поперечным сечениям сообщили о положительной связи между OSNA и депрессией среди подростков (Хун, Хуан, Линь и Чиу, 2014 г.; Коч и Гулягчи, 2013 г.). Однако из-за присущего ограничения конструкции поперечного исследования все еще неясно, является ли ОСНА причиной или последствием депрессии или двунаправленной. Онлайн-социальные сети могут обеспечить подросткам социальное удобство и капитал, выборочную самораскрытие и потенциальную социальную поддержку (Эллисон, Стейнфилд и Лампе, 2007 г.; Стейнфилд, Эллисон и Лампе, 2008 г.). Лица, страдающие психическими расстройствами (например, депрессией и тревогой), могут рассматривать социальные сети в Интернете как безопасное и важное виртуальное сообщество (Gámez-Guadix, 2014), где они могли избежать эмоциональных проблем, испытываемых в реальном мире (Андреассен, 2015; Griths et al., 2014), а также привести к потенциальному увлекательному участию (Оберст, Вегманн, Стодт, Бренд и Чамарро, 2017 г.). Между тем чрезмерное воздействие виртуального сообщества приведет к отрицательным эмоциям (Макдугалл и др., 2016). Подростки с неправильной настройкой к их депрессивным настроениям могут испытывать более пагубные последствия чрезмерной онлайн-социальной сети (Selfhout, Бранье, Дельсинг, Тер Богт и Мееус, 2009 г.). Поэтому двунаправленная связь между OSNA и депрессией теоретически обоснована. Однако, насколько нам известно, нет проспективного исследования, которое было бы сосредоточено на изучении продольных отношений между OSNA и депрессией среди подростков и других популяций.
Поэтому мы разработали проспективное исследование, чтобы всесторонне оценить продольную связь между депрессией и OSNA с течением времени, например, предсказывает ли OSNA развитие депрессии и предсказывает ли депрессия развитие OSNA, с учетом изменений OSNA и статуса депрессии (например, ремиссии от расстройство) в течение 9-месячного периода наблюдения.
Дизайн исследования
Это проспективное когортное исследование было проведено в Гуанчжоу, Южный Китай. Базовый опрос проводился с марта по апрель 2014, и последующее последующее обследование проводилось с интервалом в 9-месяц, используя ту же процедуру.
Участники и выборка
Набор участников проводился с использованием метода стратифицированной кластерной выборки. Один район / округ был удобно выбран из каждого из трех регионов (т. Е. Центральных, пригородных и внешних пригородных регионов) в Гуанчжоу соответственно (красные точки на рисунке 1). Затем были выбраны три государственные средние школы из каждого выбранного района / округа, и в итоге было отобрано в общей сложности девять школ. Все учащиеся седьмого и восьмого классов в выбранных школах были добровольно приглашены для участия в исследовании. Анонимный вопросник был самоуправлен участниками занятий в классе с отсутствием какого-либо учителя под наблюдением хорошо подготовленных ассистентов.
Рисунок 1. Местоположение учебных площадок
Общее количество учащихся 5,365 (уровень ответа = 98.04%) завершило базовое исследование. Два вопросника одного и того же ученика были сопоставлены с использованием последних четырех цифр номера домашнего телефона, последних четырех цифр номера мобильного телефона родителей, последних четырех цифр номера удостоверения личности участника, даты рождения участников, последнего письма о себе и родителей 'название заклинания. Наконец, участники 4,871 участников 5,365 предоставили полные анкеты при контроле (контрольная ставка = 90.8%). После исключения тех, кто не использовал онлайн-социальные сети (n = 643), всего в нашем продольном исследовании приняли участие 4,237 XNUMX участников.
Депрессия
Уровень депрессивных симптомов измеряли с использованием китайской версии 20 в Центре эпидемиологической шкалы для депрессии (CES-D). Его психометрические свойства были подтверждены среди китайских подростков (Чен, Ян и Ли, 2009 г.; Ченг, Йен, Ко и Йен, 2012 г.; Ли и др., 2008; Ван и др., 2013). Более высокие баллы указывают на более тяжелый уровень депрессивных симптомов, общий балл варьируется от 0 до 60 (Radloff, 1977). Α-коэффициенты Кронбаха в этом исследовании были .86 на базовом уровне и .87 при последующем наблюдении, демонстрируя хорошую внутреннюю надежность. Индивидуальная отчетность по шкале CES-D ≥21 определяется как депрессивный случай (Stockings et al., 2015). После предыдущих исследований (Пеннинкс, Диг, ван Эйк, Бикман и Гуральник, 2000 г.; Ван Гул и др., 2003 г.), изменение статуса депрессии в течение периода наблюдения в этом исследовании было классифицировано следующим образом: отсутствие депрессии (участники без депрессии как на исходном уровне, так и на последующий период), ремиссия от депрессии (участники с депрессией на исходном уровне, но без депрессии -up), постоянная депрессия (участники с депрессией как на исходном уровне, так и послеоперационные) и возникающая депрессия (участники без депрессии на исходном уровне, но с последующей депрессией).
Онлайн-зависимость от социальных сетей (OSNA)
Захватывающий уровень для онлайн-социальных сетей измерялся с использованием шкалы OSNA, который включает в себя восемь элементов, измеряющих основные привыкание к симптомам познавательной и поведенческой принадлежности, конфликты с другими видами деятельности, эйфорию, потерю контроля, уход, рецидив и восстановление. Более высокие оценки масштаба OSNA указывают на более высокий уровень склонности к онлайн-сетям с максимальным счетом 40. Его психометрические свойства были тщательно оценены в нашем предыдущем исследовании (Ли и др., 2016). Не существует установленного порогового значения для шкалы OSNA для выявления случаев OSNA: участники, набравшие 10-й дециль баллов (т. Е. Оценка OSNA ≥24), были классифицированы как случаи OSNA на исходном уровне, и такое же пороговое значение было используется для классификации случаев при последующем наблюдении. Аналогичная стратегия классификации применялась в предыдущем исследовании (Verkuijl et al., 2014). В этом исследовании α-коэффициенты Кронбаха по шкале OSNA были: 86 на базовой линии и .89 при наблюдении. Аналогичным образом, изменение статуса OSNA от базовой линии до последующей оценки было классифицировано следующим образом: нет OSNA (участники без OSNA как на исходном уровне, так и послеоперационные), ремиссия от OSNA (участники с OSNA на исходном уровне, но без наблюдения OSNA ), постоянная OSNA (участники с OSNA как на исходном уровне, так и послеоперационные) и появляющаяся OSNA (участники без OSNA на исходном уровне, но с последующим наблюдением с OSNA).
Covariates
Ковариаты включали пол, класс, уровень образования родителей, предполагаемое семейное финансовое положение, договоренность о проживании (с обоими родителями или нет), самооценку академической успеваемости и предполагаемое давление на исследование в начале исследования.
Статистический анализ
Описательная статистика (например, средние значения, стандартное отклонение и проценты) была представлена, когда это было необходимо. Коэффициенты внутриклассовой корреляции для кластеризации по школам составили 1.56% (p = 002) для инцидентной депрессии и 1.42% (p = 042) для инцидента OSNA, что указывает на значительные различия между школами (Ван, Се и Фишер, 2009 г.). Поэтому для оценки продольных ассоциаций между OSNA и депрессией с течением времени учитывались модели многоуровневой логистической регрессии (уровень 1: студент, уровень 2: школа), что объясняет эффект отбора кластеров из школы. Фоновые ковариаты, связанные с депрессией депрессии / OSNA с p <05 в однофакторном анализе или широко описанные в литературе (например, пол и класс) были скорректированы в моделях многомерной логистической регрессии.
Для предсказания OSNA о новой частоте депрессии среди участников, которые были без депрессии в начале исследования (n = 3,196), мы сначала оценили отношение шансов (OR) базовой OSNA, как бинарной переменной (то есть OSNA или нет), так и непрерывной переменной (баллы по шкале OSNA), для новой частоты депрессии после корректировки значимых ковариат, а затем корректировка исходного балла по шкале CES-D (Хинкли и др., 2014 г.). Затем мы оценили предсказание изменения статуса OSNA с течением времени в связи с новой частотой депрессии, включая модель, скорректированную с учетом значительных ковариаций, и модель, дополнительно скорректированная с использованием базовой шкалы CES-D.
Напротив, предсказание депрессии при новом распространении OSNA среди участников без OSNA на исходном уровне (n = 3,657 XNUMX) была оценена аналогично описанной выше с новой частотой OSNA как исходом и депрессией как воздействием. Были оценены, соответственно, прогноз исходной депрессии (как непрерывная, так и категориальная версия) для новой частоты OSNA и прогноз изменения депрессивного статуса с течением времени при новой частоте OSNA.
Статистический анализ проводили с использованием версии SAS 9.4 (SAS Institute, Cary, NC, USA). Двусторонний p значение <05 считалось статистически значимым.
Этика
Процедуры исследования проводились в соответствии с Хельсинкской декларацией. Школьное согласие и разрешение на школьное обследование были получены от директоров школ до начала обследования. Устное согласие было получено от студентов до их участия. Это исследование и процедура согласия были одобрены Комитетом по этике исследований и поведенческой этики китайского университета в Гонконге.
Итоги
Характеристики участников и анализ истощения
Анализ истощения показал, что не было существенных различий в уровне образования родителей и самооценке академических успехов между подростками, участвовавшими в продольном анализе (n = 4,237) и которые были исключены из лонгитюдного анализа (n = 1,128). Подростки, включенные в лонгитюдную выборку, с большей вероятностью были женщинами, были из восьмого класса, имели хорошее семейное финансовое положение, жили с обоими родителями и ощущали нулевое / легкое давление учебы (таблица 1).
|
Таблица 1. Анализ истощения и характеристики участников в продольном образце
Базовая линия | Участники продольной выборки | Участники без депрессии на исходном уровне | Участники без ОСНА на базовом уровне | |||||||
---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
Да | Нет | p* | Non-OSNA | OSNA | p* | Номера депрессии | Подавленный | p* | ||
Всего | 5,365 | 4,237 | 1,128 | – | 2,922 | 274 | – | 2,922 | 735 | – |
Секс | ||||||||||
M | 2,533 (47.2) | 2,105 (49.7) | 727 (64.4) | <001 | 1,464 (50.1) | 164 (59.8) | .002 | 1,464 (50.1) | 309 (42.0) | <001 |
F | 2,832 (52.8) | 2,132 (50.3) | 401 (35.6) | 1,458 (49.9) | 110 (40.2) | 1,458 (49.9) | 426 (58.0) | |||
Класс | ||||||||||
Семь | 2,592 (48.3) | 2,011 (47.5) | 581 (51.5) | .016 | 1,418 (48.5) | 131 (47.8) | .820 | 1,418 (48.5) | 337 (45.9) | .194 |
Восемь | 2,773 (51.7) | 2,226 (52.5) | 547 (48.5) | 1,504 (51.5) | 143 (52.2) | 1,504 (51.5) | 398 (54.2) | |||
Уровень образования отца | ||||||||||
Начальная школа или ниже | 356 (6.6) | 273 (6.4) | 83 (7.4) | .376 | 165 (5.7) | 21 (7.7) | .049 | 165 (5.7) | 61 (8.3) | .010 |
Младшая средняя школа | 1,816 (33.9) | 1,425 (33.6) | 391 (34.7) | 958 (32.8) | 108 (39.4) | 958 (32.8) | 259 (35.2) | |||
Старшая средняя школа | 1,646 (30.7) | 1,312 (31.0) | 334 (29.6) | 911 (31.2) | 79 (28.8) | 911 (31.2) | 230 (31.3) | |||
Колледж или выше | 1,317 (24.5) | 1,053 (24.9) | 264 (23.4) | 763 (26.1) | 54 (6.6) | 763 (26.1) | 159 (21.6) | |||
Не знаю | 230 (4.3) | 174 (4.1) | 56 (5.0) | 125 (4.3) | 12 (4.4) | 125 (4.3) | 26 (3.5) | |||
Уровень образования матери | ||||||||||
Начальная школа или ниже | 588 (11.0) | 445 (10.5) | 143 (12.7) | .144 | 267 (9.1) | 35 (12.8) | .108 | 267 (9.1) | 103 (14.0) | <001 |
Младшая средняя школа | 1,909 (35.6) | 1,507 (35.6) | 402 (35.6) | 1,030 (35.3) | 108 (39.4) | 1,030 (35.3) | 274 (37.3) | |||
Старшая средняя школа | 1,497 (27.9) | 1,199 (28.3) | 298 (26.4) | 860 (29.4) | 71 (25.9) | 860 (29.4) | 180 (24.5) | |||
Колледж или выше | 1,143 (21.3) | 913 (21.6) | 230 (20.4) | 634 (21.7) | 50 (18.3) | 634 (21.7) | 156 (21.2) | |||
Не знаю | 228 (4.3) | 173 (4.1) | 55 (4.9) | 131 (4.5) | 10 (3.6) | 131 (4.5) | 22 (3.0) | |||
Семейная финансовая ситуация | ||||||||||
Очень хорошо / хорошо | 2,519 (47.0) | 2,047 (48.3) | 472 (41.8) | <001 | 1,495 (51.2) | 123 (44.9) | .115 | 1,495 (51.2) | 300 (40.8) | <001 |
Средняя | 2,664 (49.6) | 2,072 (48.9) | 592 (52.5) | 1,366 (46.7) | 143 (52.2) | 1,366 (46.8) | 405 (55.1) | |||
Плохо / очень плохо | 182 (3.4) | 118 (2.8) | 64 (5.7) | 61 (2.1) | 8 (8.6) | 61 (2.1) | 30 (4.1) | |||
Живет с обоими родителями | ||||||||||
Нет | 4,712 (87.8) | 490 (11.6) | 163 (14.4) | .008 | 312 (10.7) | 30 (11.0) | .890 | 312 (10.7) | 107 (14.6) | .003 |
Да | 653 (12.2) | 3,747 (88.4) | 965 (85.6) | 2,610 (89.3) | 244 (89.0) | 2,610 (89.3) | 628 (85.4) | |||
Академическая успеваемость | ||||||||||
Верхний | 1,817 (33.9) | 1,465 (34.6) | 223 (19.8) | .276 | 1,142 (39.1) | 51 (18.6) | <001 | 1,142 (39.1) | 205 (27.9) | <001 |
Medium | 2,396 (44.6) | 1,920 (45.3) | 619 (54.9) | 1,306 (44.7) | 134 (48.9) | 1,306 (44.7) | 347 (47.2) | |||
Опустите | 1,152 (21.5) | 490 (20.1) | 286 (25.4) | 474 (16.2) | 89 (32.5) | 474 (16.2) | 183 (24.9) | |||
Воспринимаемое исследование давления | ||||||||||
Ноль / свет | 1,034 (19.3) | 811 (19.1) | 352 (31.2) | <001 | 667 (22.8) | 31 (11.3) | <001 | 667 (22.8) | 78 (10.6) | <001 |
Общие | 3,052 (56.9) | 2,433 (57.4) | 476 (42.2) | 1,769 (60.5) | 172 (62.8) | 1,769 (60.5) | 359 (48.8) | |||
Тяжелый / очень тяжелый | 1,279 (23.8) | 993 (23.4) | 300 (26.6) | 486 (16.6) | 71 (25.9) | 486 (16.6) | 298 (40.5) |
Примечания. Данные показаны как n (%). OSNA: онлайн-зависимость от социальных сетей; CES-D: Центр эпидемиологии шкалы депрессии; -: непригодный.
*p значения были получены с использованием χ2 тест.
Среди подростков 4,237 (средний возраст: 13.9, стандартное отклонение: 0.7) в продольном образце 49.7% (2,105 4,237) были женскими, а 47.5% (2,011 4,237) были учениками седьмого класса. Большинство подростков (88.4%; 3,747 4,237) жили со своими родителями. В продольном образце распространенность депрессии значительно увеличилась с 24.6% (1,041 4,237) на базовом уровне до 26.6% при последующем наблюдении (тест McNemar = 7.459, p = 006). Не было значительной разницы в распространенности OSNA между исходным уровнем и последующим наблюдением (13.7% на исходном уровне по сравнению с 13.6% при последующем наблюдении; критерий МакНемара = 0.053, p = 818). В общей сложности 3,196 студентов не были в депрессии на исходном уровне, а 3,657 студентов не имели OSNA на исходном уровне (Таблица 1).
Потенциальные факторы, связанные с новой частотой депрессии или OSNA
Настольные 2 показывает, что воспринимаемая плохая финансовая ситуация в семье, самооценка плохой академической успеваемости и воспринимаемое тяжелое давление на исследования были значительно связаны как с более высокой частотой депрессии (диапазон одномерных OR: 1.32-1.98), так и с более высокой частотой OSNA (диапазон одномерных OR: 1.61-2.76). Жизнь с родителями была значительно защитным фактором для случаев только OSNA [одномерный OR: 0.65, 95% доверительный интервал (CI): 0.48-0.89].
|
Таблица 2. Одномерные ассоциации между фоновыми ковариатами и частотой депрессии / OSNA
Заболеваемость депрессией | Заболеваемость OSNA | |||||
---|---|---|---|---|---|---|
n (%) (n = 515) | ORu (95% CI) | p | n (%) (n = 335) | ORu (95% CI) | p | |
Секс | ||||||
M | 249 (15.9) | 1 | 168 (8.9) | 1 | ||
F | 266 (16.3) | 0.96 (0.79, 1.16) | .641 | 167 (9.4) | 0.94 (0.75, 1.17) | .573 |
Класс | ||||||
Семь | 250 (16.1) | 1 | 160 (9.1) | 1 | ||
Восемь | 265 (16.1) | 1.00 (0.83, 1.21) | .977 | 175 (9.2) | 1.00 (0.80, 1.26) | .977 |
Уровень образования отца | ||||||
Начальная школа или ниже | 32 (17.2) | 1 | 26 (11.5) | 1 | ||
Средняя средняя школа | 190 (17.8) | 1.04 (0.69, 1.59) | .827 | 116 (9.5) | 0.81 (0.52, 1.28) | .377 |
Средняя школа | 139 (14.0) | 0.80 (0.52, 1.23) | .317 | 93 (8.2) | 0.67 (0.42, 1.07) | .090 |
Университет или выше | 129 (15.8) | 0.92 (0.60, 1.42) | .705 | 86 (9.3) | 0.78 (0.49, 1.26) | .310 |
Не знаю | 25 (18.3) | 1.14 (0.63, 2.04) | .666 | 14 (9.3) | 0.79 (0.40, 1.59) | .516 |
Уровень образования матери | ||||||
Начальная школа или ниже | 47 (15.6) | 1 | 31 (8.4) | 1 | ||
Средняя средняя школа | 196 (17.2) | 1.15 (0.81, 1.63) | .424 | 118 (9.1) | 1.11 (0.73, 1.69) | .621 |
Средняя школа | 141 (15.2) | 1.01 (0.70, 1.46) | .939 | 109 (10.5) | 1.28 (0.84, 1.96) | .257 |
Университет или выше | 105 (15.4) | 1.03 (0.70, 1.52) | .861 | 64 (8.1) | 0.97 (0.61, 1.53) | .891 |
Не знаю | 26 (18.4) | 1.32 (0.77, 2.25) | .310 | 13 (8.5) | 1.03 (0.52, 2.03) | .940 |
Семейная финансовая ситуация | ||||||
Очень хорошо / хорошо | 229 (14.2) | 1 | 145 (8.1) | 1 | ||
Средняя | 269 (17.8) | 1.32 (1.08, 1.60) | .006 | 172 (9.7) | 1.21 (0.96, 1.53) | .105 |
Плохо / очень плохо | 17 (24.6) | 1.98 (1.12, 3.49) | .019 | 18 (19.8) | 2.76 (1.60, 4.76) | <001 |
Живет с обоими родителями | ||||||
Нет | 64 (18.7) | 1 | 54 (12.9) | 1 | ||
Да | 451 (15.8) | 0.80 (0.60, 1.07) | .135 | 281 (8.7) | 0.65 (0.48, 0.89) | .008 |
Академическая успеваемость | ||||||
Верхний | 169 (14.2) | 1 | 109 (8.1) | 1 | ||
Medium | 226 (15.7) | 1.13 (0.91, 1.41) | .254 | 145 (8.8) | 1.10 (0.85, 1.42) | .488 |
Опустите | 120 (21.3) | 1.66 (1.28, 2.16) | <001 | 81 (12.3) | 1.61 (1.19, 2.19) | .002 |
Воспринимаемое исследование давления | ||||||
Ноль / свет | 96 (13.8) | 1 | 59 (7.9) | 1 | ||
Средняя | 305 (15.7) | 1.16 (0.90, 1.48) | .253 | 178 (8.4) | 1.05 (0.77, 1.44) | .735 |
Тяжелый / очень тяжелый | 114 (20.5) | 1.63 (1.20, 2.20) | .002 | 96 (12.5) | 1.65 (1.17, 2.32) | .004 |
Примечания. OSNA: онлайн-зависимость от социальных сетей; ORu: отношение одномерных коэффициентов; 95% CI: 95% доверительный интервал, полученный с помощью одномерных моделей логистической регрессии.
OSNA предсказывает новые случаи депрессии
Среди подростков 3,196, которые не были депрессией в начале исследования, одномерная модель показала, что базовая OSNA была значительно связана с более высокой частотой депрессии в течение периода наблюдения (одномерный OR: 1.65, 95% CI: 1.22-2.22). После корректировки пола, класса, семейной финансовой ситуации, успеваемости в учебе и воспринимаемого давления на исследование ассоциация оставалась значительной [скорректированная OR (AOR): 1.48, 95% CI: 1.09-2.01]. При дальнейшей корректировке базовой оценки CES-D ассоциация становится статистически несущественной (AOR: 1.16, 95% CI: 0.85-1.60). Аналогичные результаты наблюдались при использовании оценки OSNA (непрерывная переменная) в качестве предиктора новой депрессии (Таблица 3).
|
Таблица 3. Продольные ассоциации между OSNA и депрессией: многоуровневые модели логистической регрессии
n | Количество новых инцидентов | Одномерные модели | Многовариантные модели | |||||
---|---|---|---|---|---|---|---|---|
ORu (95% CI) | p | AOR (95% CI) | p | AOR (95% CI) | p | |||
OSNA предсказывает новую депрессию депрессии (n = 3,196) | ||||||||
Базовая оценка OSNA (непрерывная) | – | – | 1.05 (1.03, 1.07) | <001 | 1.04 (1.02, 1.06)a | <001 | 1.01 (0.99, 1.03)b | .242 |
Базовая ОСНА | ||||||||
Нет | 2,922 | 451 | 1 | 1a | 1b | |||
Да | 274 | 64 | 1.65 (1.22, 2.22) | .001 | 1.48 (1.09, 2.01) | .012 | 1.16 (0.85, 1.60) | .342 |
Изменение статуса OSNA с течением времени | ||||||||
Нет OSNA | 2,694 | 354 | 1 | 1a | 1b | |||
Ремиссия от ОСНА | 179 | 38 | 1.77 (1.21, 2.58) | .003 | 1.61 (1.10, 2.37) | .015 | 1.29 (0.87, 1.91) | .202 |
Постоянная OSNA | 95 | 26 | 2.46 (1.54, 3.93) | <001 | 2.23 (1.39, 3.58) | <001 | 1.65 (1.01, 2.69) | .044 |
Новые ОСНА | 228 | 97 | 4.89 (3.67, 6.52) | <001 | 4.67 (3.49, 6.24) | <001 | 4.29 (3.17, 5.81) | <001 |
Депрессия предсказывает новый инцидент ОСНА (n = 3,657) | ||||||||
Базовая оценка CES-D (непрерывная) | – | – | 1.05 (1.03, 1.06) | <001 | 1.04 (1.03, 1.05)c | <001 | 1.03 (1.01, 1.04)d | <001 |
Базовая депрессия | ||||||||
Нет | 2,922 | 228 | 1 | 1c | 1d | |||
Да | 735 | 107 | 2.02 (1.58, 2.58) | <001 | 1.78 (1.38, 2.31) | <001 | 1.48 (1.14, 1.93) | .004 |
Изменение состояния депрессии во времени | ||||||||
Нет депрессии | 2,471 | 131 | 1 | 1c | 1d | |||
Ремиссия от депрессии | 315 | 21 | 1.28 (0.80, 2.07) | .307 | 1.19 (0.73, 1.93) | .486 | 0.97 (0.60, 1.59) | .918 |
Стойкая депрессия | 420 | 86 | 4.62 (3.43, 6.21) | <001 | 4.17 (3.05, 5.69) | <001 | 3.45 (2.51, 4.75) | <001 |
Возникающая депрессия | 451 | 97 | 4.88 (3.67, 6.50) | <001 | 4.70 (3.53, 6.28) | <001 | 4.47 (3.33, 5.99) | <001 |
Примечания. OSNA: онлайн-зависимость от социальных сетей; CES-D: Центр эпидемиологии шкалы депрессии; ORu: коэффициент унифицированных коэффициентов; AOR: скорректированное отношение шансов; 95% CI: доверительный интервал 95%.
aМодели были скорректированы для пола, класса, финансовой ситуации в семье, успеваемости в учебе и предполагаемого давления на исследования. bМодели были скорректированы для пола, класса, финансовой ситуации в семье, успеваемости в учебе, предполагаемого давления на исследование и базовой шкалы шкалы CES-D (непрерывная переменная). cМодели были скорректированы для пола, класса, семейного финансового положения, договоренности о проживании с родителями, успеваемости в учебе и предполагаемого давления на учебу. dМодели были скорректированы для пола, класса, семейной финансовой ситуации, договоренности с родителями, успеваемости в учебе, предполагаемого давления на исследование и базового балла по шкале OSNA (непрерывная переменная).
Мы обнаружили значительную связь между изменением статуса ОСНА и более высокой частотой депрессии. По сравнению с подростками, которые были классифицированы как нет OSNA, риск развития депрессии был 1.65 раз (95% CI: 1.01-2.69) выше среди тех, у кого постоянная OSNA, а 4.29 раз (95% CI: 3.17-5.81) выше среди тех, кто возникающая ОСНА, после корректировки пола, класса, финансовой ситуации в семье, успеваемости в учебе, предполагаемого давления на исследование и базовых оценок CES-D (Таблица 3).
Депрессия прогнозирует новую заболеваемость OSNA
Среди подростков 3,657, которые не имели ОСНА на исходном уровне, одномерные результаты продемонстрировали значительную положительную связь между базовой депрессией и более высокой частотой OSNA (одномерный OR: 2.02, 95% CI: 1.58-2.58). После корректировки пола, класса, семейного финансового положения, договоренности с родителями, успеваемости в учебе и воспринимаемого давления на исследование ассоциация слегка ослабла, но оставалась значительной (AOR: 1.78, 95% CI: 1.38-2.31). Связь между базовым уровнем депрессии и заболеваемостью OSNA по-прежнему статистически значима при дальнейшей корректировке базовых показателей OSNA (AOR: 1.48, 95% CI: 1.14-1.93). Результаты были по-прежнему значительными при использовании оценки CES-D (непрерывная переменная) в качестве предиктора нового инцидента OSNA (таблица 3).
Значительная связь между изменением статуса депрессии и частотой ОСНА наблюдалась при многофакторном анализе. После корректировки пола, класса, семейной финансовой ситуации, договоренности о проживании с родителями, успеваемости в учебе, предполагаемого давления на исследование и базовой оценки OSNA по сравнению с подростками без депрессии, шансы на развитие OSNA были 3.45 раз (95% CI: 2.51- 4.75) выше среди тех, кто постоянно находился в депрессии, и 4.47 раз (95% CI: 3.33-5.99) выше среди тех, кто был в депрессии (Таблица 3).
Обсуждение
В этом крупномасштабном продольном исследовании мы обнаружили, что подростки, которые были в депрессии, но не имели ONSA на исходном уровне, имели на 48% более высокий риск развития OSNA в течение 9-месячного периода последующего наблюдения по сравнению с подростками без депрессии на исходном уровне, но прогноз Базовый OSNA по новым случаям депрессии в этом исследовании не поддерживался. Более того, когда в моделях учитывались эффекты изменений статуса с течением времени (например, ремиссия от депрессии / OSNA на исходном уровне до отсутствия депрессии / отсутствия OSNA при последующем наблюдении), результаты выявили двунаправленную связь между OSNA и депрессией. . Подростки, у которых была стойкая депрессия или возникающая депрессия, имели более высокий риск развития OSNA по сравнению с подростками, у которых не было депрессии в течение 9-месячного периода наблюдения. Напротив, подростки, у которых была стойкая OSNA или возникающая OSNA, также имеют повышенный риск развития депрессии по сравнению с подростками, у которых не было OSNA как на исходном уровне, так и в последующем.
Различие в результатах, полученных с использованием исходных показателей (например, исходного OSNA) и изменений статуса (например, изменение статуса OSNA) для прогнозирования исхода заболеваемости (например, новых случаев депрессии), можно объяснить высокими показателями ремиссии из OSNA и депрессия в период наблюдения. Высокий уровень естественной ремиссии интернет-зависимого поведения (49.5–51.5%) наблюдался в двух предыдущих лонгитюдных исследованиях на Тайване (Ко, Йена, Йена, Линь и Ян, 2007 г.; Ко и др., 2015). Результаты нашего предыдущего опроса в Гонконге также постоянно наблюдали высокую частоту ремиссии от поведения интернет-зависимости в течение 12-месячного периода (59.29 за 100 человеко-лет; Лау, Ву, Гросс, Ченг и Лау, 2017 г.). Аналогичным образом, в этом исследовании значительная доля случаев ремиссии от депрессии (41.4%) и OSNA (58.8%) наблюдалась в течение периода исследования. Эти результаты показали, что статус ОСНА и депрессия при базовой оценке не могут рассматриваться как неизменные условия с течением времени, и, следовательно, игнорирование эффекта ремиссии с течением времени потенциально может недооценить влияние OSNA на депрессию. Таким образом, мы предположили, что подход моделирования, включающий динамические изменения состояния OSNA и депрессии со временем, может обеспечить более убедительную и надежную оценку, исключая потенциальные эффекты смещения от случаев ремиссии.
Результаты этого исследования предполагают двунаправленную связь между OSNA и депрессией среди подростков, указывая на то, что депрессия делает человека уязвимым для развития OSNA, и, в свою очередь, негативные последствия OSNA еще больше усугубляют симптомы депрессии. Неадаптивные познания (например, размышления, неуверенность в себе, низкая самоэффективность и отрицательная самооценка) и дисфункциональное поведение (например, использование Интернета для ухода от эмоциональных проблем) имеют решающее значение для развития зависимого поведения, связанного с Интернетом (Дэвис, 2001). Депрессивные люди обычно проявляют когнитивные симптомы и обладают положительным ожиданием того, что Интернет может отвлечь их от негативного настроения и личных проблем (например, депрессии и одиночества; Бренд, Лайер и Янг, 2014 г.; Ву, Чунг, Ку и Хунг, 2013 г.). В частности, социальные сети в Интернете привлекательны для людей с проблемами настроения из-за своей анонимности и отсутствия социальных сигналов (например, выражения лица, интонации голоса и зрительного контакта) по сравнению с общением лицом к лицу (Янг и Роджерс, 1998). Депрессивные люди могут предпочесть социальные сети в Интернете как более безопасное и менее опасное средство общения, а также как средство регулирования своего негативного настроения (например, облегчения негативных эмоций, беспокойства и личных проблем). Эти дезадаптивные когнитивные стратегии и стратегии преодоления препятствий ускоряют развитие OSNA. Чрезмерное вовлечение в социальные сети в Интернете смещает время, проводимое с семьей и сверстниками в реальном мире, и вызывает отказ от межличностной автономной деятельности, что усиливает негативные настроения (например, симптомы депрессии и одиночество; Kraut et al., 1998), тем самым представляя взаимное отношение.
Результаты этого исследования влекут за собой несколько последствий при разработке программ профилактики и вмешательства. Во-первых, положительное предсказание базовой депрессии при новом заболевании OSNA предполагает, что у депрессивных подростков повышенный риск развития OSNA. Вмешательство в стратегии снижения депрессивных симптомов, то есть уменьшение неадекватной веры в положительные исходные ожидания использования Интернета, обучение социальным навыкам и планирование автономных досуговых мероприятий (Chou et al., 2015), может эффективно предотвратить развитие OSNA. Во-вторых, имеет смысл оценить уровни депрессивных симптомов как маркер уязвимости для OSNA. Вмешательства и профилактика, нацеленные на подростков из группы высокого риска с выявленными депрессивными симптомами, могут снизить вероятность возникновения OSNA среди школьных подростков. В-третьих, для надежного прогноза изменения статуса OSNA (т. Е. Стойкого OSNA и возникающего OSNA) в отношении частоты депрессии и прогнозирования изменения статуса депрессии (т. Е. Стойкой депрессии и возникающей депрессии) в отношении частоты OSNA, это означает, что OSNA очень коморбидно с депрессией, что указывает на механизм отрицательного подкрепления.
Есть некоторые последствия для будущих исследований. Во-первых, наши результаты наряду с предыдущими исследованиями показали, что уровень ОСНА и депрессивных симптомов является динамичным и обратимым в течение периода исследования, а не случайным колебанием случайности (Лау и др., 2017). Предполагается, что в будущих исследованиях, включающих показатели депрессии или OSNA, эти расстройства будут измеряться многократно, а не только в один момент времени, предполагая их неизменность во времени. Кроме того, статистическая методология должна учитывать такое изменение статуса в спецификациях моделирования, например, использовать изменение патологического статуса с течением времени, а не исходное состояние, в качестве предиктора результатов психического здоровья. Во-вторых, возник вопрос о том, являются ли эти расстройства (т. Е. Депрессивные симптомы и поведение, связанное с Интернетом) длительными или краткосрочными. Дальнейшие лонгитюдные исследования с использованием подхода к моделированию траектории латентного класса являются альтернативой для оценки естественного хода развития этих расстройств.
Насколько нам известно, наше когортное исследование первым оценивает двунаправленную связь между OSNA и депрессией среди подростков. Основная сила этого исследования - перспективный крупномасштабный проект исследования с повторными мерами для ОСНА и депрессии. Другим важным преимуществом является то, что двунаправленная ассоциация, включая продольное предсказание OSNA на развитие депрессии и продольное предсказание депрессии при развитии OSNA, была испытана в том же образце.
Однако при интерпретации результатов следует отметить несколько ограничений. Во-первых, из-за метода сбора данных самооценкой может возникнуть систематическая ошибка в отчетности (например, желаемая социальная ошибка и систематическая ошибка отзыва). Во-вторых, это исследование было сосредоточено на конкретной демографической группе населения (например, на неклинических учащихся школах), и следует с осторожностью относиться к обобщению результатов на другие группы населения. Для дальнейшего подтверждения таких лонгитюдных ассоциаций, обнаруженных в этом исследовании, необходимы исследования на другой демографической популяции (например, на психиатрической клинической популяции). В-третьих, может существовать ошибочная классификация депрессии как источника ошибки измерения, учитывая, что депрессия измерялась с помощью самоуправляемой шкалы эпидемиологического скрининга, а не клинического диагноза для оценки депрессии. В-четвертых, это исследование было ограничено двумя временными точками с 9-месячным интервалом. Поскольку мы определили изменение OSNA / депрессии (т. Е. Стойкое ONSA / депрессия и ремиссия от OSNA / депрессии) путем сравнения результатов базовых и последующих опросов, которые проводились с интервалом 9 месяцев, мы не знаем, изменился ли статус OSNA / депрессии или колебалась в течение 9 месяцев. Для получения динамической картины этих негативных условий необходимы лонгитюдные исследования с множеством наблюдений и коротким интервалом времени. В-пятых, учитывая, что для OSNA не существует инструмента золотого стандарта и диагностических критериев, мы использовали 10-й дециль оценок OSNA на исходном уровне для определения случаев OSNA после аналогичного опубликованного исследования (Verkuijl et al., 2014). Чувствительность и специфичность такого критерия для статуса ОСНА неясны и нуждаются в оценке в будущих исследованиях. Тем не менее, шкала OSNA показала приемлемые психометрические свойства в этом исследовании и наших предыдущих исследованиях. В-шестых, продольные ассоциации между OSNA и депрессией оценивались отдельно, используя две подвыборки. Мы считаем, что использование патологического статуса как результата, а не непрерывных показателей может дать более значимое объяснение в эпидемиологическом исследовании. Моделирование структурных уравнений с поперечным отставанием может быть альтернативным подходом к исследованию причинных направлений в будущих продольных исследованиях с тремя или более наблюдениями. Кроме того, наши данные дают убедительные доказательства временных ассоциаций (один важный критерий причинного вывода) между OSNA и депрессией. Однако мы не могли исключить возможность того, что третья переменная, не включенная в это исследование, связывает продольные ассоциации между OSNA и депрессией.
Выводы
Это исследование показало двунаправленную связь между OSNA и депрессией среди подростков, а это означает, что депрессия значительно способствует развитию OSNA, и, в свою очередь, у депрессии люди испытывают более пагубные последствия от привыкания к онлайн-социальной сети. Более длительные исследования с множественными точками наблюдения и кратковременным интервалом необходимы для дальнейшего подтверждения результатов этого исследования.
Вклад авторов
J-BL, JTFL, PKHM и X-FS задумали и разработали исследование. Данные J-BL, J-CM и Y-XC получили данные. J-BL, JTFL и PKHM провели статистический анализ. J-BL, JTFL, PKHM, XZ и AMSW разработали и пересмотрели рукопись. Все авторы способствовали интерпретации результатов и критическому пересмотру рукописи для важного интеллектуального содержания и утвердили окончательный вариант рукописи.
Конфликт интересов
Авторы объявили, что нет никаких конфликтов интересов.
Благодарности
Авторы хотели бы оценить всех участников, их семьи и школы за поддержку этого исследования.
Рекомендации
Андреассен, С. С. (2015). Зависимость от социальных сетей в Интернете: всесторонний обзор. Текущие отчеты о зависимости, 2 (2), 175–184. doi:https://doi.org/10.1007/s40429-015-0056-9 CrossRef, Google Scholar | |
Бранд М., Лайер К. и Янг К. С. (2014). Интернет-зависимость: стили преодоления, ожидания и последствия лечения. Границы в психологии, 5, 1256. doi:https://doi.org/10.3389/fpsyg.2014.01256 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
Чен, З. Ю., Янг, X. Д., и Ли, X. Y (2009). Психометрические особенности CES-D у китайских подростков. Китайский журнал клинической психологии, 17 (4), 443–448. doi:https://doi.org/10.16128/j.cnki.1005-3611.2009.04.027 Google Scholar | |
Ченг, С. П., Йен, К. Ф., Ко, К. Х., и Йен, Дж. Й. (2012). Факторная структура шкалы депрессии Центра эпидемиологических исследований у тайваньских подростков. Всесторонняя Психиатрия, 53 (3), 299–307. doi:https://doi.org/10.1016/j.comppsych.2011.04.056 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
Чо, С. М., Сунг, М. Дж., Шин, К. М., Лим, К. Ю., и Шин, Ю. М. (2013). Предсказывает ли психопатология в детстве интернет-зависимость у подростков мужского пола? Детская психиатрия и человеческое развитие, 44 (4), 549–555. doi:https://doi.org/10.1007/s10578-012-0348-4 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
Чжоу, В. П., Ко, К. Х., Кауфман, Э. А., Кроуэлл, С. Е., Сяо, Р. К., Ван, П. В., Лин, Дж. Дж., И Йен, К. Ф. (2015). Связь стратегий преодоления стресса с интернет-зависимостью у студентов колледжа: смягчающий эффект депрессии. Комплексная психиатрия, 62, 27–33. doi:https://doi.org/10.1016/j.comppsych.2015.06.004 Medline, Google Scholar | |
Дэвис, Р. А. (2001). Когнитивно-поведенческая модель патологического использования Интернета. Компьютеры в поведении человека, 17 (2), 187–195. doi:https://doi.org/10.1016/S0747-5632(00)00041-8 CrossRef, Google Scholar | |
Эллисон, Н. Б., Стейнфилд, К., и Лампе, К. (2007). Преимущества «друзей» Facebook: Социальный капитал и использование студентами колледжей сайтов социальных сетей. Журнал компьютерных коммуникаций, 12 (4), 1143–1168. doi:https://doi.org/10.1111/j.1083-6101.2007.00367.x CrossRef, Google Scholar | |
Gámez-Guadix, M. (2014). Депрессивные симптомы и проблемное использование Интернета среди подростков: анализ продольных отношений от когнитивно-поведенческой модели. Киберпсихология, поведение и социальные сети, 17 (11), 714-719. DOI:https://doi.org/10.1089/cyber.2014.0226 Medline, Google Scholar | |
Гриффитс, М. Д. (2013). Зависимость от социальных сетей: новые темы и проблемы. Журнал исследований и терапии зависимости, 4 (5), e118. doi:https://doi.org/10.4172/2155-6105.1000e118 Google Scholar | |
Гритс, М. Д., Кусс, Д. Дж., И Деметрович, З. (2014). Зависимость от социальных сетей: обзор предварительных результатов. В К. П. Розенберге и Л. К. Федере (ред.), Поведенческие зависимости: критерии, доказательства и лечение (стр. 119–141). Лондон, Великобритания: Эльзевир. Google Scholar | |
Хинкли, Т., Вербестель, В., Аренс, В., Лисснер, Л., Мольнар, Д., Морено, Л.А., Пиджео, И., Похлабельн, Х., Райш, Л.А., и Руссо, П. (2014 г.) ). Использование электронных средств массовой информации в раннем детстве в качестве показателя более низкого благосостояния: проспективное когортное исследование. JAMA Pediatrics, 168 (5), 485–492. doi:https://doi.org/10.1001/jamapediatrics.2014.94 Medline, Google Scholar | |
Хун Ф. Ю., Хуанг Д. Х., Линь Х. Ю. и Чиу С. Л. (2014). Анализ психологических особенностей, использования Facebook и модели зависимости от Facebook студентов тайваньских университетов. Телематика и информатика, 31 (4), 597–606. doi:https://doi.org/10.1016/j.tele.2014.01.001 CrossRef, Google Scholar | |
Кнопф, Д., Парк, М. Дж., И Мули, Т. П. (2008). Психическое здоровье подростков: национальный профиль, 2008 г. Сан-Франциско, Калифорния: Национальный информационный центр здоровья подростков. Google Scholar | |
Ко, К. Х., Ван, П. В., Лю, Т. Л., Йен, К. Ф., Чен, С. С., и Йен, Дж. Ю. (2015). Двунаправленные ассоциации между семейными факторами и интернет-зависимостью среди подростков в проспективном исследовании. Психиатрия и клиническая неврология, 69 (4), 192–200. doi:https://doi.org/10.1111/pcn.12204 Medline, Google Scholar | |
Ко, К. Х., Йен, Дж. Й., Чен, С. С., Йе, Ю. С., и Йен, К. Ф. (2009). Прогностические значения психиатрических симптомов интернет-зависимости у подростков: 2-летнее проспективное исследование. Архивы педиатрии и подростковой медицины, 163 (10), 937–943. doi:https://doi.org/10.1001/archpediatrics.2009.159 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
Ко, К. Х., Йен, Дж. Й., Йен, К. Ф., Лин, Х. С. и Янг, М. Дж. (2007). Факторы, позволяющие прогнозировать заболеваемость и ремиссию интернет-зависимости у подростков: проспективное исследование. Киберпсихология и поведение, 10 (4), 545–551. doi:https://doi.org/10.1089/cpb.2007.9992 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
Коц, М., и Гулягчи, С. (2013). Зависимость от Facebook среди турецких студентов колледжей: роль психологического здоровья, демографические характеристики и особенности использования. Киберпсихология, поведение и социальные сети, 16 (4), 279–284. doi:https://doi.org/10.1089/cyber.2012.0249 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
Краут, Р., Паттерсон, М., Лундмарк, В., Кислер, С., Мукопадхьяй, Т., и Шерлис, В. (1998). Интернет-парадокс. Социальная технология, которая снижает социальную вовлеченность и психологическое благополучие? Американский психолог, 53 (9), 1017–1031. doi:https://doi.org/10.1037/0003-066X.53.9.1017 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
Кусс, Д. Дж., И Гриффитс, М. Д. (2011). Социальные сети в Интернете и зависимость - Обзор психологической литературы. Международный журнал исследований окружающей среды и общественного здравоохранения, 8 (9), 3528–3552. doi:https://doi.org/10.3390/ijerph8093528 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
Лакони, С., Трикард, Н., и Шаброл, Х. (2015). Различия между конкретным и обобщенным проблемным использованием Интернета в зависимости от пола, возраста, времени, проведенного в сети, и психопатологических симптомов. Компьютеры в поведении человека, 48, 236–244. doi:https://doi.org/10.1016/j.chb.2015.02.006 CrossRef, Google Scholar | |
Лам, Л. Т. (2014). Зависимость от интернет-игр, проблемное использование Интернета и проблемы со сном: систематический обзор. Текущие отчеты психиатрии, 16 (4), 444. doi:https://doi.org/10.1007/s11920-014-0444-1 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
Лау, Дж. Т. Ф., Ву, А. М. С., Гросс, Д. Л., Ченг, К. М., и Лау, М. М. С. (2017). Интернет-зависимость временная или постоянная? Заболеваемость и предполагаемые предикторы ремиссии интернет-зависимости среди учащихся средних школ Китая. Зависимое поведение, 74, 55–62. doi:https://doi.org/10.1016/j.addbeh.2017.05.034 Medline, Google Scholar | |
Ли, С. В., Стюарт, С. М., Бирн, Б. М., Вонг, Дж. П. С., Хо, С. Ю., Ли, П. В. Х. и Лам, Т. Х. (2008). Факторная структура шкалы депрессии Центра эпидемиологических исследований у подростков Гонконга. Журнал оценки личности, 90 (2), 175–184. doi:https://doi.org/10.1080/00223890701845385 Medline, Google Scholar | |
Ли, Дж. Б., Лау, Дж. Т. Ф., Мо, П. К. Х., Су, Х. Ф., Тан, Дж., Цинь, З. Г., и Гросс, Д. Л. (2017). Бессонница частично опосредовала связь между проблемным использованием Интернета и депрессией среди учащихся средних школ в Китае. Журнал поведенческих зависимостей, 6 (4), 554–563. doi:https://doi.org/10.1556/2006.6.2017.085 Ссылка, Google Scholar | |
Ли, Дж. Б., Лау, Дж. Т. Ф., Мо, П. К. Х., Су, Х. Ф., Ву, А. М., Тан, Дж., И Цинь, З. Г. (2016). Валидация шкалы интенсивности активности в социальных сетях среди учащихся младших классов средней школы в Китае. PLoS One, 11 (10), e0165695. doi:https://doi.org/10.1371/journal.pone.0165695 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
Лин, Л. Ю., Сидани, Дж. Э., Шенса, А., Радович, А., Миллер, Э., Колдиц, Дж. Б., Хоффман, Б. Л., Джайлз, Л. М., и Примак, Б. А. (2016). Связь между использованием социальных сетей и депрессией среди молодых людей США. Депрессия и тревога, 33 (4), 323–331. doi:https://doi.org/10.1002/da.22466 Medline, Google Scholar | |
Макдугалл, М. А., Уолш, М., Уоттиер, К., Книгге, Р., Миллер, Л., Стевермер, М., и Фогас, Б. С. (2016). Влияние сайтов социальных сетей на взаимосвязь между воспринимаемой социальной поддержкой и депрессией. Психиатрические исследования, 246, 223–229. doi:https://doi.org/10.1016/j.psychres.2016.09.018 Medline, Google Scholar | |
Морено, М. А., Еленчик, Л. А., и Бреланд, Д. Дж. (2015). Изучение депрессии и проблемного использования Интернета среди студенток колледжа: исследование на нескольких участках. Компьютеры в поведении человека, 49, 601–607. doi:https://doi.org/10.1016/j.chb.2015.03.033 Google Scholar | |
Оберст, У., Вегманн, Э., Стодт, Б., Бранд, М., и Чамарро, А. (2017). Негативные последствия сильных социальных сетей у подростков: опосредующая роль страха упустить. Journal of Adolescence, 55, 51–60. doi:https://doi.org/10.1016/j.adolescence.2016.12.008 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
Пемпек, Т.А., Ермолаева, Ю.А., и Калверт, С.Л. (2009). Социальные сети студентов колледжа на Facebook. Журнал прикладной психологии развития, 30 (3), 227–238. doi:https://doi.org/10.1016/j.appdev.2008.12.010 CrossRef, Google Scholar | |
Пеннинкс, Б. В., Диг, Д. Дж., Ван Эйк, Дж. Т., Бикман, А. Т., и Гуральник, Дж. М. (2000). Изменения депрессии и физического упадка у пожилых людей: продольная перспектива. Журнал аффективных расстройств, 61 (1–2), 1–12. doi:https://doi.org/10.1016/s0165-0327(00)00152-x Medline, Google Scholar | |
Понтес, Х. М., Сабо, А., и Гриффитс, М. Д. (2015). Влияние конкретных видов деятельности в Интернете на восприятие интернет-зависимости, качество жизни и чрезмерное использование: перекрестное исследование. Отчеты о привыкании, 1, 19–25. doi:https://doi.org/10.1016/j.abrep.2015.03.002 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
Радлофф, Л. С. (1977). Шкала CES-D: шкала самооценки депрессии для исследования среди населения в целом. Прикладное психологическое измерение, 1 (3), 385–401. doi:https://doi.org/10.1177/014662167700100306 CrossRef, Google Scholar | |
Раштон, Дж. Л., Форсьер, М., и Шектман, Р. М. (2002). Эпидемиология депрессивных симптомов в национальном лонгитюдном исследовании здоровья подростков. Журнал Американской академии детской и подростковой психиатрии, 41 (2), 199–205. doi:https://doi.org/10.1097/00004583-200202000-00014 Medline, Google Scholar | |
Selfhout, М. Х. У., Бранье, С. Дж. Т., Делсинг, М., Тер Богт, Т. Ф. М., и Миус, В. Х. Дж. (2009). Различные типы использования Интернета, депрессия и социальная тревожность: роль воспринимаемого качества дружбы. Journal of Adolescence, 32 (4), 819–833. doi:https://doi.org/10.1016/j.adolescence.2008.10.011 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
Стейнфилд, К., Эллисон, Н. Б., и Лампе, К. (2008). Социальный капитал, самооценка и использование сайтов социальных сетей в Интернете: продольный анализ. Журнал прикладной психологии развития, 29 (6), 434–445. doi:https://doi.org/10.1016/j.appdev.2008.07.002 CrossRef, Google Scholar | |
Stockings, E., Degenhardt, L., Lee, Y. Y., Mihalopoulos, C., Liu, A., Hobbs, M., & Patton, G. (2015). Шкалы скрининга симптомов для выявления большого депрессивного расстройства у детей и подростков: систематический обзор и метаанализ надежности, валидности и диагностической полезности. Журнал аффективных расстройств, 174, 447–463. doi:https://doi.org/10.1016/j.jad.2014.11.061 Medline, Google Scholar | |
Тан, С. С., Кох, Ю. Ю. (2017). Зависимость от социальных сетей в Интернете среди студентов колледжей в Сингапуре: коморбидность с поведенческой зависимостью и аффективным расстройством. Азиатский журнал психиатрии, 25, 175–178. doi:https://doi.org/10.1016/j.ajp.2016.10.027 Medline, Google Scholar | |
Тапар А., Коллишоу С., Поттер Р. и Тапар А. К. (2010). Управление и профилактика депрессии у подростков. BMJ, 340, c209. doi:https://doi.org/10.1136/bmj.c209 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
Ван Гул, К. Х., Кемпен, GIJM, Penninx, BWJH, Диг, Д. Дж. Х., Бикман, А. Т. Ф. и Ван Эйк, Дж. Т. М. (2003). Связь между изменениями депрессивных симптомов и нездоровым образом жизни у людей позднего среднего и пожилого возраста: результаты исследования продольного старения, Амстердам. Возраст и старение, 32 (1), 81–87. doi:https://doi.org/10.1093/ageing/32.1.81 Medline, Google Scholar | |
Веркейл, Н. Э., Рихтер, Л., Норрис, С. А., Стейн, А., Аван, Б., и Рамчандани, П. Г. (2014). Постнатальные депрессивные симптомы и психологическое развитие ребенка в 10 лет: проспективное исследование продольных данных от южноафриканской когорты рождения до двадцати. Lancet Psychiatry, 1 (6), 454–460. doi:https://doi.org/10.1016/S2215-0366(14)70361-X Medline, Google Scholar | |
Ван, Дж. К., Се, Х. Ю., и Фишер, Дж. Х. (2009). Многоуровневые модели для измерений дискретных результатов. В Л.-П. Ван (ред.), Многоуровневые модели: приложения, использующие SAS® (стр. 113-174). Пекин, Китай: пресса высшего образования. Google Scholar | |
Ван, М., Армор, К., Ву, Ю., Рен, Ф., Чжу, X., и Яо, С. (2013). Факторная структура CES-D и инвариантность измерений по полу у подростков материкового Китая. Журнал клинической психологии, 69 (9), 966–979. doi:https://doi.org/10.1002/jclp.21978 Medline, Google Scholar | |
Ву, А.М.С., Чунг, В.И., Ку, Л., и Хунг, Э. П. У. (2013). Психологические факторы риска зависимости китайских пользователей смартфонов от социальных сетей. Журнал поведенческих зависимостей, 2 (3), 160–166. doi:https://doi.org/10.1556/JBA.2.2013.006 Ссылка, Google Scholar | |
Ю, Й.-С., Чо, О.-Х., Ча, К.-С. (2014). Связь между чрезмерным использованием Интернета и психическим здоровьем у подростков. Медсестринское дело и науки о здоровье, 16 (2), 193–200. doi:https://doi.org/10.1111/nhs.12086 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
Янг К. С. и Роджерс Р. С. (1998). Связь между депрессией и интернет-зависимостью. Киберпсихология и поведение, 1 (1), 25–28. doi:https://doi.org/10.1089/cpb.1998.1.25 CrossRef, Google Scholar | |
Чжоу, С. X., и Люн, Л. (2010). Удовлетворения, одиночество, скука на досуге и чувство собственного достоинства как предикторы зависимости от социальных сетей и модели их использования среди китайских студентов колледжей. Магистр наук в области новых медиа, Китайский университет Гонконга, Гонконг. Google Scholar |