Psychiatria BMC. 2016; 16: 132.
Publikované online 2016 May 10. doi: 10.1186/s12888-016-0836-3
PMCID: PMC4862221
abstraktné
pozadia
7-položka Game Addiction Scale (GAS) sa používa na obrazovku pre návykové používanie hier. U dospelých vzoriek je potrebná krížová lingvistická validácia a validácia vo francúzštine a nemčine. Cieľom štúdie je posúdiť faktorovú štruktúru francúzskej a nemeckej verzie GAS medzi dospelými.
Metódy
Dve vzorky mužov z Francúzska (N = 3318) a nemčine (N = 2665) jazykové oblasti Švajčiarska boli hodnotené pomocou GAS, inventára závažných depresií (MDI), stupnice hľadania krátkych senzácií a dotazníka osobnosti Zuckerman-Kuhlman (ZKPQ-50-cc). Posudzovali sa tiež z hľadiska užívania kanabisu a alkoholu.
výsledky
Vnútorná konzistencia stupnice bola uspokojivá (Cronbach a = 0.85). V obidvoch vzorkách bol nájdený jednofaktorový roztok. Boli zistené malé a pozitívne súvislosti medzi skóre GAS a MDI, ako aj subkategóriami neurotizmu-úzkosti a agresie-nepriateľstva ZKPQ-50-cc. Bola nájdená malá negatívna asociácia so subkategóriou spoločenských vzťahov ZKPQ-50-cc.
záver
GAS je vo francúzskej a nemeckej verzii vhodný na hodnotenie závislosti na hre u dospelých.
Elektronický doplnkový materiál
Online verzia tohto článku (dva: 10.1186 / s12888-016-0836-3) obsahuje doplnkový materiál, ktorý je k dispozícii oprávneným používateľom.
pozadia
Rozšírenie internetu prináša množstvo výhod vrátane použitia na komerčné, sociálne, psychologické, akademické a lekárske účely [1-9]. Existujú však vážne obavy týkajúce sa možných závislostí na internete a hraní na internete [10-15]. Najmä online hry sa zamerali na svoje možné odkazy na návykové vzorce používania v podskupine používateľov [16-18]. Niekoľko štúdií uvádza dôležité súvislosti medzi závislosťami od internetu alebo hier a psychiatrickými konštruktami alebo poruchami [19], napríklad depresia [20-22], poruchy úzkosti [22, 23], poruchy pozornosti [21, 24], osamelosť [25-27], introverzia, neurotizmus, impulzivita [17, 18, 26, 28-31] a poruchy návykových látok [32]. Nadmerné používanie internetu bolo navyše spojené s rodinnými a sociálnymi problémami [33, 34].
Porucha hry na internete “(IGD) [35] bola uvedená v časti 3 DSM-5 ako stav vyžadujúci viac klinického výskumu a skúseností skôr, ako by sa mohla považovať za formálnu poruchu. DSM-5 naznačuje, že IGD sa môže vzťahovať na pretrvávajúce a opakujúce sa používanie internetových hier spojené s ťažkosťami alebo poruchami v minimálnom období 12.
Všeobecne sa uvádza, že medzi príznaky poruchy internetového hrania patrí pretrvávajúce znepokojenie internetovým hraním, ťažkosti s kontrolou alebo skrátenie času stráveného na hrách, negatívne následky straty kontroly (klamanie ostatných, konflikt, sociálna izolácia a únava, stratený vzťah alebo príležitosti). ), strata záujmu o iné činnosti, používanie internetových hier na únik alebo zmiernenie dysforickej nálady, stiahnutie sa z hry a tolerancia [36-38].
Od vzniku konceptu závislosti na internete [39] a internetové herné poruchy boli vyvinuté viaceré psychometrické opatrenia [37, 39-43]. 7-položka Game Addiction Scale (GAS) je jedným z takýchto krátkych opatrení. Táto stupnica bola špecificky vyvinutá Lemmensom a kol. posúdiť hranie medzi adolescentmi [44] a bol koncepčne založený na kritériách patologického hráčstva vo štvrtom vydaní DSM (DSM-IV). Každej položke v plyne predchádza vyhlásenie „Za posledných šesť mesiacov, ako často ...“ a je hodnotený na stupnici 5-Likert (1 = nikdy, 2 = zriedka, 3 = niekedy, 4 = často a 5 = veľmi často). Lemmens a kol. [44] navrhli dva formáty na hodnotenie prítomnosti hernej závislosti: monotetický formát (všetky položky hodnotiace viac ako 3) a polyetický formát (najmenej polovica položiek hodnotiacich 3 alebo vyššie). Predpokladal, že monotetický formát bude viesť k lepšiemu odhadu prevalencie závislosti, ako by polyetický formát [44].
Dobré korelácie sa našli medzi skóre GAS a týždenným časom stráveným v hrách. Skóre navyše korelovali s mnohými konštruktmi, ktoré sa predtým spájali so závislosťami na hre, ako je nižšia spokojnosť so životom, nižšia sociálna kompetencia, vyššia osamelosť a vyššia agresivita [44]. Vyššie skóre GAS sa spájalo so zaujatím pozornosti a ďalšími chybami v inhibícii odozvy súvisiacej s narážkami na hru [45]. Zistenia sú v súlade s mnohými štúdiami spájajúcimi impulzivitu a špecifickú narážku na iné návykové správanie [46-48], Závislosť na internete [17, 29] alebo poruchy súvisiace s hazardnými hrami [49]. Z vecných analýz vyplynulo, že GAS bol jednorozmerný [44, 50]. V porovnaní s ostatnými stupnicami má GAS lepšie pokrytie kritérií IGD v DSM-5 [35] (pozri tiež tabuľku 1) 1).
Prekvapujúco neboli psychometrické charakteristiky stupnice medzi mladými dospelými hlásené napriek širokému šíreniu hier v tejto populácii [16], najmä medzi mladými mužmi [25].
Hlavným cieľom tejto štúdie bolo skúmať psychometrické vlastnosti GAS položky 7 u mladých dospelých mužov. Sekundárnym cieľom štúdie bolo vykonať krížovú validáciu dvoch vzoriek z rôznych jazykových regiónov vo Švajčiarsku - francúzsky a nemecky hovoriacich - a posúdiť inváziu alebo ekvivalenciu majetku GAS v týchto dvoch jazykových skupinách.
Metódy
Účastníci a postup
Údaje použité v tejto štúdii pochádzajú z dlhodobej štúdie zameranej na hodnotenie používania látky a hry u mladých švajčiarskych mužov: kohortová štúdia o rizikových faktoroch používania látok (C-SURF).
Túto štúdiu, ktorá bola vydaná na základe výskumného protokolu C-SURF s číslom 15 / 07, schválila etická komisia pre klinický výskum Lekárskej fakulty Univerzity v Lausanne.
Všetci účastníci dali písomný informovaný súhlas s účasťou na štúdii.
Účastníci boli prijatí do zamestnania v období od augusta 2010 do novembra 2011 v troch zo šiestich národných náborových stredísk pre armádu. Jedno z centier sa nachádza v Lausanne (frankofónna oblasť) a ďalšie dve vo Windisch a Mels (nemecky hovoriaca oblasť). Náborové centrá pokrývajú všetky švajčiarske frankofónne kantóny a 21 z 26 kantónov vo Švajčiarsku. Branná povinnosť pre armádu je vo Švajčiarsku povinná, a tak prakticky všetci mladí muži z príslušných kantónov, ktorí majú asi 20 rokov, mali nárok na účasť na štúdii C-SURF.
Počas obdobia náboru do štúdie sa do náborových centier hlásilo 15,074 1,829 mužov. Z týchto potencionálnych účastníkov nebolo 12.1 XNUMX (XNUMX%) nikdy informovaných o C-SURF (krátke ochorenie v čase menovania, ktorí neboli informovaní o štúdii vojenským štábom), alebo boli náhodne vybraní do ďalšej prebiehajúcej štúdie s názvom CH-X [51]. CH-X je opakovaný prierezový prieskum, ktorý má stanovený a povinný rozvrh 90 minút v rámci náborových postupov. Z tohto dôvodu bežná účasť na CH-X nezasahovala do našich registračných postupov, ktoré sa uskutočňovali pred začiatkom armádnych postupov. Avšak v niekoľkých prípadoch už boli účastníci vyplnení dotazníkov CH-X, kým sme ich mohli informovať o našej štúdii. Pretože sme sľúbili, že nebudeme zasahovať do armádnych postupov, s niektorými sa nám nepodarilo skontaktovať. Podľa našich najlepších vedomostí nevidíme systematické predsudky, ktoré mohlo spôsobiť týchto pár nekontaktovaných ľudí z dôvodu požiadaviek CH-X. Títo muži sa nehlásili k pracovníkom výskumu a nemohli byť zahrnutí. Z 13,245 87.9 (7,563%) mužov, ktorí boli informovaní o štúdii, 57.1 10 (XNUMX%) dalo písomný súhlas s účasťou. Bohužiaľ nemáme informácie o motívoch nesúhlasu. Jedným z dôvodov môže byť to, že podpísanie určitého druhu zmluvy na dlhodobé štúdium (C-SURF je plánované na obdobie XNUMX rokov) môže niektorých jednotlivcov odradiť. Porovnanie poskytovateľov súhlasu a nesúhlasu [52] odhalilo, že osoby, ktoré nedoručili súhlas, boli častejšie užívateľmi návykových látok ako poskytovatelia súhlasu, ale rozdiely boli často nevýznamné a niekedy opačným smerom (napr. poskytovatelia súhlasu boli častejšie používateľmi alkoholu ako používatelia, ktorí nedali súhlas). Náborové centrá sa používali iba na registráciu účastníkov; dotazníky boli zaslané na súkromné adresy a bola zaistená dôvernosť, najmä pokiaľ ide o armádu. Konečný celkový dotazník vyplnilo 5,990 79.2 (3,320%) účastníkov. Z tohto počtu bolo 2,670 XNUMX francúzsky hovoriacich a XNUMX XNUMX nemeckých jazykov.
nástroje
Stupnica závislosti na hre (GAS)
Anglická verzia stupnice bola preložená a spätne preložená do francúzštiny a nemčiny. Úvodné vyhlásenie k položkám stupnice jasne nasmerovalo účastníkov, aby odpovedali v súvislosti s ich používaním hier: „Teraz máme záujem vedieť, koľko času ste strávili hrami. Patria sem počítačové hry na internete alebo hry na konzole. “(Ďalší súbor 1).
V súlade s hypotézou Lemmens et al. [44], tí, ktorí skórovali „niekedy“ alebo viac na všetkých siedmich položkách, boli definovaní ako monotetickí hráči („patologické hry“), a tí, ktorí skórovali „niekedy“ alebo viac aspoň na polovici položiek (štyri až šesť zo siedmich položiek) boli definované ako polytetickí hráči (nadmerné hranie).
V pôvodnej validačnej štúdii boli hlásené vysoké spoľahlivosti stupnice závislosti na hre s Cronbachom alfa od .82 do .87 [44].
Inventár veľkej depresie (MDI)
MDI sa použil na stanovenie úrovne depresie za posledné dva týždne [53, 54]. Je to dotazník o nálade s vlastnou správou. Použila sa šesťbodová stupnica od „nikdy“ (0) do „stále“ (5) a vypočítalo sa celkové skóre. MDI môže byť tiež použitý ako diagnostický nástroj s algoritmami vedúcimi k DSM-IV alebo k Medzinárodnej klasifikácii duševných a behaviorálnych porúch (ICD-10) bez depresie, miernej až strednej depresie a ťažkej depresie.
Predchádzajúce štúdie inventarizácie veľkých depresií naznačujú, že MDI má dobrú spoľahlivosť a vnútornú konzistenciu (Cronbachov koeficient alfa: až 0.94), ako aj dobrú citlivosť, špecifickosť a platnosť ako stupnicu neúmyselnej depresie s primeraným skóre cut-off [53, 55, 56].
Stupnica hľadania krátkeho pocitu (BSSS)
BSSS [57] je osembodová stupnica, pričom každá položka má skóre päťbodovej stupnice od „silne nesúhlasí“ (1) po „silne súhlasím“ (5). BSSS zahŕňa nasledujúce dimenzie: dobrodružstvo, nuda, zábrany a hľadanie skúseností. Celkové skóre predtým súviselo s rizikom užívania drog vo vzorke adolescentov [57].
Dostatočná vnútorná konzistentnosť BSSS bola predtým hlásená (Cronbachov alfa koeficient: 0.74) [57].
Dotazník osobnosti Zuckerman-Kuhlman (ZKPQ-50-cc)
ZKPQ-50-cc hodnotí rôzne aspekty osobnosti [58]. Na hodnotenie neuroticizmu / úzkosti, spoločenských schopností a agresie / nepriateľstva boli použité tri podškály, z ktorých každá pozostáva z položiek 10. Účastníci uviedli, či súhlasia alebo nesúhlasia s každým vyhlásením. Priemerné skóre bolo vypočítané pre každú podskupinu. Iné štúdie preukázali príspevok neurotizmu / úzkosti a agresie / nepriateľstva k závislosti na internete [59]. ZKPQ-50-cc vykázal uspokojivé psychometrické a medzikultúrne vlastnosti vrátane primeranej spoľahlivosti v rámci subškálov a krajín (koeficient Cronbachovho alfa do 0.70) [58].
Dotazníky týkajúce sa používania látok
Užívanie alkoholu bolo hodnotené v časovom rámci 12-mesiac (tabuľka č 2). V súlade s tým sa vypočítala frekvencia nadmerného alkoholu (šesť štandardných nápojov alebo viac pri jednej príležitosti) a konzumných dní v týždni (pondelok až štvrtok). Vek nástupu opitosti (prvá epizóda opitosti) sa hodnotil aj v súlade s Európskym projektom prieskumu o alkohole a iných drogách [60]. Užívanie kanabisu bolo hodnotené na základe nasledujúcich otázok: vek začiatku užívania kanabisu, vek prvého „vysokého“ užívania kanabisu a užívanie kanabisu a frekvencia užívania za posledných 12 mesiacov.
Štatistické analýzy
V tejto štúdii sme použili softvérové programy SPSS 18.0 a AMOS 19.0 (Analýza momentových štruktúr; SPSS Inc., Chicago, IL). Najskôr boli vypočítané popisné štatistiky pre charakteristiky účastníkov. Vnútorná konzistentnosť, to znamená miera vzájomného prepojenia položiek GAS, sa potom merala pomocou Cronbachovho koeficientu. Streiner a Norman [61] naznačujú, že alfa musí byť nad 0.70, ale nie oveľa vyššie ako 0.90.
Ďalej sa na vyhodnotenie stability faktora škály potvrdili Lemmens a kol. [5], ktoré použili prieskumné faktorové analýzy (EFA).44]. Počet faktorov sa extrahoval pomocou Velicerovho minimálneho priemerného čiastočného (MAP) testu vykonaného na korelačnej matici [62]. Tento počet sa potom potvrdil paralelnými analýzami. V paralelných analýzach sa kladie dôraz na počet komponentov, ktoré zodpovedajú za väčšiu odchýlku ako zložky odvodené z náhodných údajov, zatiaľ čo pri skúške MAP sa pozornosť sústreďuje na relatívne množstvo systematických a nesystematických odchýlok, ktoré zostávajú v korelačnej matici po extrakciách. zvyšujúceho sa počtu komponentov [63].
Aj keď je EFA vhodnejší pre novo navrhnuté dotazníky, nie je neobvyklé používať ho aj v procese predĺženia platnosti, keď sa zbierajú údaje od inej vzorky alebo inej populácie. Využívanie EFA tu bolo na vyhodnotenie stability faktorov v dvoch jazykových regiónoch, pretože to je základný predpoklad pre ďalšie skúmanie rovnocennosti nástroja medzi rôznymi podskupinami.
Na určenie invázie viacerých skupín sme použili postup opísaný v modelovaní štruktúrnych rovníc (SEM), ktorý nasledoval po práci Jöreskoga [64]. Pri testovaní skupinovej ekvivalencie sa zvyčajne používajú modely potvrdzovacej faktorovej analýzy (CFA), metóda medzi všeobecnou triedou SEM. V závislosti od výskumnej otázky môže hľadanie skupinovej rovnocennosti znamenať sériu testov vykonaných v tomto obmedzujúcom poradí: konfiguračná ekvivalencia, ekvivalencia merania a štrukturálna ekvivalencia. Testovanie konfiguračnej invázie sa zameriava na mieru, do akej je počet faktorov a modelov ich štruktúry medzi skupinami podobný. Je však potrebné poznamenať, že pre každú skupinu, od ktorej je odvodený konfiguračný model, sa vyžaduje stanovenie vhodného základného modelu. Na druhej strane, pri testovaní na meranie a štrukturálnu inváziu sa záujem zameriava konkrétnejšie na to, do akej miery sú parametre v meracích a štrukturálnych komponentoch modelu rovnocenné vo všetkých skupinách [65, 66]. Vzhľadom na to, že naše výskumné otázky sa týkajú rovnocennosti meraní v rámci skupín, štatistické analýzy sa zameriavajú na konfiguračnú inváziu a inváziu faktorových zaťažení v dvoch jazykových regiónoch.
Vyhodnotenie vhodnosti modelu
Dobrá zhoda modelov sa skúma prostredníctvom rôznych ukazovateľov, ako je opísané nižšie [67].
- χ2 k stupňu voľnosti (χ2/ Df). Niekoľko výskumných pracovníkov odporučilo použitie tohto pomeru ako miery vhodnosti na prekonanie problémov spojených s χ2 štatistika testu. Medzi tieto problémy patrí okrem iného porušenie predpokladov, zložitosť modelu a závislosť od veľkosti vzorky. Pomery tak nízke, ako 2, naznačujú, že sú vhodné.
- Porovnávací index zhody (CFI). CFI sa pohybuje od 0 do 1, s vyššími hodnotami, ktoré naznačujú lepšie prispôsobenie. Všeobecne platí, že hodnoty väčšie ako 0.95 sa môžu interpretovať ako dobré prispôsobenie, zatiaľ čo hodnoty medzi 0.90 a 0.95 naznačujú prijateľné prispôsobenie relatívne k modelu nezávislosti.
- Efektívna odchýlka aproximácie (RMSEA). Toto je miera približného prispôsobenia sa populácii, a preto sa týka rozdielov v dôsledku aproximácie. RMSEA je ohraničená pod 0. Hodnoty RMSEA menšie alebo rovné 0.05 možno považovať za dobré prispôsobenie, medzi 0.05 a 0.08 prijateľným prispôsobením a väčšie ako 0.8 za priemerné prispôsobenie, zatiaľ čo hodnoty> 0.10 nie sú prijateľné.
Preskúmali sa aj zmeny v štatistike vhodnosti, aby sa zistili rozdiely v rôznych modeloch. Významný rozdiel v χ2 hodnoty medzi vnorenými modelmi znamenajú, že všetky obmedzenia rovnosti sa v skupinách nedotýkajú.
Grafické znázornenie položiek GAS meraných na ordinálnej stupnici ukazuje, že predpoklad normality nie je udržateľný. V dôsledku toho je odhadom bez asymptotického rozdelenia namiesto odhadu maximálnej pravdepodobnosti dobrá stratégia na prispôsobenie neštandardne distribuovaných údajov v analýzach SEM.
Nakoniec sa skúmala súbežná platnosť porovnaním celkového skóre GAS so skóre MDI [53]; BSSS [57]; a subkategórie neurotizmus - úzkosť, sociálnosť a agresivita nepriateľov ZKPQ-50-cc [58]. Preskúmali sme tiež silu spojenia stupnice s inými opatreniami súvisiacimi s požívaním alkoholu a kanabisu. Podľa Cohenovho pravidla je akákoľvek korelácia väčšia ako 0.5 veľká, z 0.5-0.3 je mierna, z 03 – 0.1 je malá a menej ako 0.1 je triviálne [68].
Chýbajúce hodnoty
Chýbajúce hodnoty GAS boli spracované pomocou metódy imputácie na horúcej plošine, pri ktorej je každá chýbajúca hodnota nahradená pozorovanou odozvou podobnej jednotky vzhľadom na charakteristiky pozorované v oboch prípadoch [69]. V našej štúdii bol BSSS vybraný ako „decková premenná“, pretože obsahuje málo alebo žiadne chýbajúce údaje [70]. Použili sme imputačné makro na horúcej ploche pre používateľov SPSS od T. van der Weegena, ktoré si môžete stiahnuť z tejto webovej stránky: http://www.spsstools.net/SampleSyntax.htm.
Úvahy o veľkosti vzorky
Veľkosť vzorky hrá dôležitú úlohu pri poskytovaní nestranných odhadov parametrov a presných informácií o prispôsobení modelu. Po Bentler a Chou [71], ktorý odporučil aspoň pomer 5: 1 k premenným pre normálne a eliptické rozdelenie, zdá sa, že medzi výskumníkmi existuje všeobecný konsenzus o prijatí tohto pomeru. Avšak pre kategorické alebo neobvykle distribuované premenné, ako je to v tomto prípade, sú potrebné väčšie vzorky ako pre nepretržité alebo normálne distribuované premenné. Pre tento typ distribúcie sa odporúča pomer najmenej 10 subjektov na premennú [72]. Vzorka v tejto štúdii spĺňa túto požiadavku.
výsledky
Z pôvodne zaznamenaných 5,990 42 pozorovaní chýbali údaje o GAS pre 0.7 účastníkov (35%). Použitím imputácie hot deck sa úspešne imputovali údaje pre 7 z nich, zatiaľ čo 5,983 prípadov zostalo neúplných. Potom bola analyzovaná veľkosť konečnej vzorky 3,318 2,665 respondentov (20.0 1.2, frankofónnych a 10.6 8.1 nemecky hovoriacich). Priemerný vek účastníkov bol 2.3 rokov (SD = XNUMX). Z tejto konečnej vzorky bolo XNUMX% francúzskych a XNUMX% nemeckých respondentov klasifikovaných ako používateľov syntetických látok, zatiaľ čo XNUMX% respondentov v každej skupine bolo klasifikovaných ako monotetických používateľov. Charakteristiky jednotlivých jazykových oblastí sú uvedené v tabuľke 2.
Francúzsky hovoriaca komunita
Vnútorná konzistentnosť GAS bola dobrá, čo sa odrazilo v Cronbachovom koeficiente 0.86. EFA podľa Velicerovho MAP testu navrhlo jednofaktorové riešenie. Toto zistenie bolo úspešne potvrdené paralelnou analýzou. Tento jednofaktorový model sa potom vyhodnotil v CFA s AMOS. Na základe indexov modifikácie a nezvyčajných štandardizovaných zvyškov, ktoré naznačujú koreláciu šiestich odchýlok chýb, sme vytvorili dobre vybavený model, ktorý vykazoval dobré prispôsobenie sa modelu nezávislosti (χ2/ df = 2.6, CFI = 0.99, RMSEA = 0.02).
Nemecky hovoriaca komunita
Vnútorná konzistencia stupnice bola uspokojivá (Cronbach a = 0.85). Jednofaktorové riešenie bolo tiež nájdené v EFA pomocou Velicerovho MAP a bolo potvrdené paralelnou analýzou. Rovnaký model cesty používaný na hodnotenie francúzsky hovoriacej skupiny sa uplatnil aj na nemecky hovoriacu skupinu. Tento model pôsobil horšie, ale stále poskytoval prijateľné hodnoty vhodnosti (χ2/ df = 5.9, CFI = 0.94, RMSEA = 0.04).
Analýza viacerých skupín
Testovanie konfiguračnej rovnocennosti
Po určení dobre padnúceho modelu pre každú skupinu sme testovali konfiguračnú ekvivalenciu, v ktorej sa rovnaké parametre znova odhadli v modeli viacerých skupín. Inými slovami, parametre boli odhadnuté pre obe skupiny súčasne. Výsledky týkajúce sa tohto viacskupinového modelu odhalili a χ2 hodnota 91.53 so stupňami voľnosti 17. Hodnoty CFI a RMSEA boli 0.97, respektíve 0.02, čo poskytuje prijateľné prispôsobenie. Tieto hodnoty sú základnými hodnotami, s ktorými boli porovnané všetky následné testy invarencie.
Testovanie rovnocennosti faktorového merania
Model so všetkými zaťaženiami (faktorové zaťaženia podľa skupiny sú uvedené v tabuľke 1) 3). Štatistika vhodnosti vzťahujúca sa na tento obmedzený dvojskupinový model je uvedený v tabuľke 4 (druhá položka). Pri testovaní invencie tohto obmedzeného modelu sme ho porovnali χ2 hodnota 114.59 s 23 stupňami voľnosti s hodnotou pre neobmedzený model (χ2(17) = 91.53). Toto porovnanie prinieslo a χ2 rozdiel (Δχ2) 23.06 s 6 stupňami voľnosti, ktorá je štatisticky významná (p = 0.001). Preto boli obmedzenia rovnosti pre všetky zaťaženia faktormi zamietnuté. Vzhľadom na to, že sme odmietli úplnú faktoriálnu invariantnosť, sme pokračovali v kontrole, ktoré načítanie faktorov bolo odlišné. Pretože sa zistilo, že parametre zaťaženia faktorom sú naprieč skupinami invariantné, ich špecifikované obmedzenia rovnosti sa zachovávajú kumulatívne počas zvyšku procesu testovania invariantnosti [73]. Po prvé, obmedzenia zaťaženia faktorov, ktoré majú byť rovnaké v rámci skupín tolerancie, priniesli nevýznamné výsledky, čo naznačuje, že sú rovnaké. Na účely identifikácie bolo načítanie položky Salience už obmedzené na prevzatie hodnoty 1 v oboch skupinách. Ďalej, držanie tohto obmedzenia rovnosti a pridanie obmedzenia rovnosti pre zmenu nálady stále vyústilo do nevýznamnosti χ2 hodnôt. Toto pokračovalo, až kým sme nedosiahli výber, kde je to významné χ2 výsledky naznačujú nerovnosť medzi týmito dvoma skupinami. Testy sa opakovali pre konflikty a problémy, ktoré opäť neboli významné. Podrobný postup je uvedený v tabuľke 1 4, Zistilo sa, že všetky pozorované opatrenia okrem stiahnutia fungujú rovnako v obidvoch jazykových regiónoch.
Korelačná analýza vo francúzsky hovoriacej komunite
Korelačná analýza sa použila na preskúmanie súbežnej platnosti medzi GAS a inými podobnými konštruktmi. Ako je uvedené v tabuľke 1 5, asociácia GAS s celkovým skóre MDI a so subkategóriou úzkosti ZKPQ-50-cc bola malá (ρ = 0.27 a ρ = 0.24) a asociácia GAS so subkategóriou ZKPQ-50-cc bola malá a negatívne (ρ = −0.20). Korelácie s ostatnými hodnotiacimi opatreniami sa považovali za bezvýznamné.
Korelačná analýza v nemecky hovoriacej komunite
Ako je uvedené v tabuľke 6, spojenie GAS s MDI a so subkategóriou Úzkosť úzkosti ZKPQ-50-cc bolo malé (ρ = 0.24 a ρ = 0.23). Táto asociácia bola menšia so subkategóriou agresivity ZKPQ-50-cc (ρ = 0.15) a so subkategóriou Sociaability (ρ = - 0.10).
Diskusia
Táto štúdia je prvou, ktorá podľa našich vedomostí hodnotí psychometrické charakteristiky GAS položky 7 medzi reprezentatívnymi vzorkami francúzsky a nemecky hovoriacich dospelých mužov.
Hlavným zistením je, že jednofaktorový model GAS položky 7 má dobré psychometrické vlastnosti a údaje dobre zapadá do oboch vzoriek. Výsledky sú v súlade s mnohými predchádzajúcimi zisteniami [44, 50] a umožniť ich rozšírenie na dospelých. [74, 75].
Okrem toho sa zistilo, že všetky pozorované opatrenia okrem stiahnutia z trhu fungujú rovnako pre oba jazykové regióny. Toto prispieva k viacjazyčnej platnosti rozsahu. Slabosť súvisiaca s položkou súvisiacou s výberom môže byť spôsobená nepresnosťou tohto pojmu pri použití pri používaní hier [36]. Môže tiež naznačovať rozdiely medzi skupinami v základnom konštrukte. Táto hypotéza však neplatí, pretože tieto rozdiely sa neodrážajú vo veľkosti faktorového zaťaženia, ktorého hodnoty sú podobné (0.65 vs. 0.71). Rozdiely medzi francúzskym a nemeckým prekladom tejto súvisiacej položky môžu tento rozdiel vysvetliť. Po opätovnej diskusii o dvojjazyčných osobách však nemôžeme nájsť veľké nezrovnalosti v zmysle použitých slov. Aj keď ide o najväčší rozdiel vo faktorovom zaťažení, v porovnaní s ostatnými je to okrajové (0.06 v absolútnej hodnote). Jediným prijateľným vysvetlením je preto to, že štatistický význam χ2 pozorovaná štatistika je s najväčšou pravdepodobnosťou spôsobená veľkou veľkosťou vzorky takmer 6,000 jedincov.
V súlade s početnými štúdiami o používaní hier a internetu [19, 21, 76] sa zistilo spojenie medzi depresívnymi symptómami a skóre GAS. Okrem toho sa zistilo malé spojenie medzi skóre GAS a rozmerom neurotizmu a úzkosti a subškálou agresivity ZKPQ-50-cc. Tieto asociácie sú v súlade so zisteniami súvisiacimi so závislosťami od návykových látok [77, 78] a sú v súlade s inými štúdiami súvisiacimi s internetom alebo závislosťou od hry [59, 79]. Navyše, tak ako v iných štúdiách [79], bola zistená negatívna súvislosť s podskupinou Sociaability. Zdá sa, že je to v súlade so zisteniami iných štúdií, ktoré preukázali súvislosť medzi osamelosťou a nízkou sociálnou spôsobilosťou so závislosťou od hry [25, 80].
Táto štúdia nepreukázala súvislosť medzi skóre GAS a vyhľadávaním pocitov. Toto zistenie je v rozpore so závermi iných štúdií [81]. Niektorí vedci preukázali, že hľadanie senzorov súvisí s extraverziou [58]. Zdá sa však, že závislosť na hrách a internete je viac spojená s introversion ako s extraverziou [82], a preto je pravdepodobné, že hľadanie senzorov tu nesúviselo so skóre GAS. Podobne, v rozpore so zisteniami niekoľkých predchádzajúcich štúdií [19, 26, 32, 83], táto štúdia nepreukázala súvislosť s užívaním alkoholu alebo kanabisu. Tieto asociácie boli pravdepodobne sprostredkované konkrétnou preferovanou online aktivitou a môžu sa líšiť od jednej aktivity k druhej [84].
Keďže je celkove 2.3% účastníkov klasifikovaných ako monotetických používateľov a ďalších 9.5% klasifikovaných ako polytetických používateľov (nadmerných používateľov), je miera prevalencie v tejto štúdii porovnateľná s mierou zistenou v pôvodnej štúdii GAS [44] a v mnohých ďalších švajčiarskych a európskych štúdiách [85-89]. Mierne nižšia [90, 91] alebo čísla s vyššou prevalenciou [12, 92] boli hlásené v iných štúdiách. Rozdiely sú pravdepodobne dôsledkom rozdielov v hodnotiacich nástrojoch, študovanej populácii, použití polyetickej klasifikácie a navrhovaných medziach [12].
Štúdia má niekoľko silných stránok, napríklad nábor reprezentatívnej vzorky mladých mužov a vysokú mieru odozvy. Toto je možná výhoda vzhľadom na skreslenie vlastného výberu opísané v online náborových štúdiách [93]. Ďalšou dôležitou silou je zahrnutie dvoch rôznych a veľkých lingvistických vzoriek. Medzi slabé stránky štúdie patrí nedostatok žien v súčasných vzorkách a nedostatok sprievodného hodnotenia konkrétnych herných aktivít účastníkov. Možno budú potrebné ďalšie štúdie GAS na vyhodnotenie rôznych hier a iného správania súvisiaceho s internetom.
záver
GAS z položky 7 sa javí ako zaujímavý nástroj na hodnotenie. Táto stupnica, predtým používaná pre dospievajúce vzorky, sa javí ako primeraná pre dospelé vzorky a vo francúzskej a nemeckej verzii má dobré psychometrické vlastnosti.
Etický súhlas a súhlas s účasťou
Predmetná štúdia, vydaná na základe výskumného protokolu C-SURF číslo 15/07, bola schválená Etickým výborom lekárskej fakulty Univerzity Lausanne pre klinický výskum. Všetci účastníci dali písomný informovaný súhlas s účasťou na štúdii.
Súhlas na uverejnenie
Nepoužiteľné.
Dostupnosť údajov a materiálov
Dostupnosť na požiadanie posledného autora Gerharda Gmela: [chránené e-mailom].
Poďakovanie
K zdroju financovania.
Financovanie
Financovanie tejto štúdie poskytla Švajčiarska národná vedecká nadácia (FN 33CSC0-122679 a FN 33CS30-139467).
Skratky
| BSS | mierka na hľadanie krátkeho pocitu |
| CFA | potvrdzujúca faktorová analýza |
| CFI | porovnávací index zhody |
| C-SURF | kohortová štúdia o rizikových faktoroch užívania látok |
| DSM-IV | diagnostická štatistická príručka o duševných poruchách, štvrté vydanie |
| Esenciálne mastné kyseliny | analýzy faktora prieskumu |
| GAS | stupnica závislosti na hre |
| ICD-10 | medzinárodná klasifikácia duševných porúch a porúch správania |
| MAPA | minimálna priemerná čiastková skúška veliteľa |
| MDI | hlavný depresívny inventár |
| RMSEA | stredná stredná chyba pri aproximácii |
| SEM | modelovanie štruktúrnych rovníc |
| ZKPQ-50-cc | Zuckerman-Kuhlman dotazník osobnosti |
poznámky pod čiarou
Konkurenčné záujmy
Autori vyhlasujú, že nemajú konkurenčné záujmy.
Príspevky autorov
GG zorganizovala pôvodné vyšetrovanie a významne prispela k vytvoreniu koncepcie a dizajnu a k získaniu údajov, YK, GG a DZ paralyzovali návrh tohto dokumentu a významne prispeli k vytvoreniu predmetnej štúdie. YK vypracoval rukopis. AC vykonal štatistickú analýzu a vypracoval rukopis. K vypracovaniu rukopisu prispeli GG, SR, DZ, SA a GT. GG, SR, DZ, SA a GT boli zapojené do kritickej revízie rukopisu z dôvodu dôležitého duševného obsahu. Všetci autori sa podieľali na interpretácii údajov, príprave a revízii článku. Všetci autori prečítali a schválili konečný rukopis.
Referencie
;