Psihometrične lastnosti lestvice zasvojenosti z igro 7 med francoskimi in nemško govorečimi odraslimi (2016)

 

Minimalizem

Ozadje

Lestvica zasvojenosti z igrami 7 (GAS) se uporablja za zaslon za zasvojenost z uporabo iger. V vzorcih za odrasle je potrebna tako navzkrižna jezikovna potrditev kot tudi potrditev v francoščini in nemščini. Cilj študije je oceniti strukturno strukturo francoske in nemške različice GAS med odraslimi.

Metode

Dva vzorca moških iz francoščine (N = 3318) in nemški (N =  2665) jezikovnih področij Švice so ocenili s sistemom GAS, popisom največjih depresij (MDI), lestvico za iskanje kratkih občutkov in vprašalnikom za osebnost Zuckerman-Kuhlman (ZKPQ-50-cc). Ocenili so jih tudi glede uporabe konoplje in alkohola.

Rezultati

Notranja skladnost lestvice je bila zadovoljiva (Cronbach α = 0.85). V obeh vzorcih smo našli raztopino z enim faktorjem. Najdene so bile majhne in pozitivne povezave med ocenami GAS in MDI, pa tudi podskustmi Nevrotizem-Anksioznost in Agresivnost-Sovražnost ZKPQ-50-cc. Najdena je bila majhna negativna povezava s podkalno skupino ZKPQ-50-cc Sociability.

zaključek

GAS je v svoji francoski in nemški različici primeren za oceno odvisnosti od iger med odraslimi.

Elektronsko dopolnilno gradivo

Spletna različica tega članka (doi: 10.1186 / s12888-016-0836-3) vsebuje dodatni material, ki je na voljo pooblaščenim uporabnikom.

ključne besede: Internet zasvojenost, motnja internetnih iger, lestvica odvisnosti od iger

Ozadje

Širitev interneta prinaša številne prednosti, vključno z njegovo uporabo v komercialne, socialne, psihološke, akademske in medicinske namene [-]. Vendar so se pojavili resni pomisleki v zvezi z možnimi zasvojenostmi z internetom in internetnimi igrami [-]. Zlasti spletne igre so bile deležne pozornosti zaradi svojih možnih povezav do zasvojenih vzorcev uporabe v podskupini uporabnikov [-]. Številne študije so poročale o pomembni povezavi med zasvojenostmi z internetom ali igro in psihiatričnimi konstrukcijami ali motnjami [], kot je depresija [-], anksiozne motnje [, ], motnja pomanjkanja pozornosti [, ], osamljenost [-], introverzija, nevrotičnost, impulzivnost [, , , -] in motnje zlorabe snovi []. Prekomerna uporaba interneta je bila poleg tega povezana z družinskimi in socialnimi težavami [, ].

Motnja internetnih iger «(IGD) [] je bil uveden v poglavje 3 DSM-5 kot pogoj, ki zahteva več kliničnih raziskav in izkušenj, preden bi ga lahko šteli za vključitev kot formalno motnjo. DSM-5 nakazuje, da se IGD lahko sklicuje na vztrajno in ponavljajočo se uporabo internetnih iger, povezanih s stisko ali okvaro, v minimalnem mesečnem obdobju 12.

Običajno poročajo, da simptomi motnje internetnih iger vključujejo vztrajno zaskrbljenost z internetnimi igrami, težave pri nadzoru ali zmanjšanje časa, porabljenega za igre, negativne posledice izgube nadzora (zavajanje drugih, konflikt, socialna izolacija in utrujenost, izgubljeni odnos ali priložnosti ), izguba zanimanja za druge dejavnosti, uporaba internetnih iger za pobeg ali lajšanje disforičnega razpoloženja, umik in strpnost [-].

Od nastanka koncepta internetne zasvojenosti [] in motnje internetnih iger, so bili razviti številni psihometrični ukrepi [, -]. Lestvica zasvojenosti z igrami 7 (GAS) je en tak kratek ukrep. To lestvico so posebej razvili Lemmens et al. za oceno igranja iger med mladostniki [] in je konceptualno temeljila na merilih za patološko igranje na srečo v četrti izdaji DSM (DSM-IV). Pred vsako postavko na GAS-u je navedba „V zadnjih šestih mesecih, kako pogosto…“ in je ocenjena po lestvici Likertova lestvica v točki 5 (1 = nikoli, 2 = redko, 3 = včasih, 4 = pogosto, in 5 = zelo pogosto). Lemmens et al. [] je predlagala dva formata za oceno prisotnosti odvisnosti od iger: monotetično obliko (vsi predmeti nad 3) in politetični format (vsaj polovica predmetov, ki ocenjujejo 3 ali zgoraj). Predpostavil je, da bi monotetični format privedel do boljše ocene razširjenosti odvisnosti, kot bi jo oblikoval politetični format [].

Najdene so bile dobre korelacije med rezultati GAS in tedenskim časom, porabljenim za igre. Rezultati so bili poleg tega povezani s številnimi konstrukti, ki so bili prej povezani z odvisnostmi od igre, kot so nižje življenjsko zadovoljstvo, nižja družbena usposobljenost, večja osamljenost in večja agresivnost []. Višji rezultati GAS so bili povezani s pozorno pristranskostjo in več napakami pri zaviranju odzivanja, povezanih z znaki igre []. Ugotovitve so v skladu s številnimi raziskavami, ki povezujejo impulzivnost in specifično reaktivnost izvlečka z drugimi zasvojenimi vedenji [-], Zasvojenost z internetom [, ] ali motnje, povezane z igrami na srečo []. Faktoristične analize so pokazale, da je bil GAS enodimenzionalen [, ]. V primerjavi z drugimi lestvicami ima GAS boljše kritje meril IGD v DSM-5 [] (glej tudi tabelo 1).

Tabela 1 

GAS in njegovo skladnost z DSM-5 je predlagal merila za motnjo v spletnih igrah

Presenetljivo je, da psihometrične značilnosti lestvice med mladimi odraslimi niso poročali kljub širokemu razširjanju iger v tej populaciji [], zlasti med mladimi samci [].

Glavni cilj pričujoče študije je bil raziskati psihometrične lastnosti GAS-izdelka 7 pri mladih odraslih samcih. Sekundarni cilj študije je bil navzkrižna validacija dveh vzorcev iz različnih jezikovnih regij v Švici - francosko in nemško govoreči - in ocenjevanje invariance ali enakovrednosti lastnosti GAS v teh dveh jezikovnih skupinah.

Metode

Udeleženci in postopek

Podatki, uporabljeni v tej študiji, izvirajo iz longitudinalne študije, namenjene ocenjevanju uporabe snovi in ​​divjadi med mladimi švicarskimi moškimi: kohortna študija dejavnikov tveganja pri uporabi snovi (C-SURF).

Študijo, ki je bila opravljena na podlagi številke 15 / 07 C-SURF, je odobril Etični odbor za klinične raziskave Medicinske šole Univerze v Lozani.

Vsi udeleženci so dali pisno informirano soglasje za sodelovanje v študiji.

Udeleženci so bili zaposleni med avgustom 2010 in novembrom 2011 v treh od šestih rekrutacijskih centrov nacionalne vojske. Eno od središč se nahaja v Lausanni (francosko govoreče območje), druga dva pa v Windischu in Melsu (nemško govoreče območje). Zaposlitveni centri pokrivajo vse švicarske francosko govoreče kantone in 21 od 26 kantonov v Švici. V Švici je obvezen vojaški rok, zato so bili skoraj vsi mladi moški iz ustreznih kantonov, stari približno 20 let, upravičeni do sodelovanja v študiji C-SURF.

Med obdobjem zaposlovanja v študiji se je 15,074 moških prijavilo v kadrovske centre. Od teh potencialnih udeležencev 1,829 (12.1%) ni bilo nikoli obveščenih o C-SURF (kratka bolezen ob sestanku, vojaško osebje o študiji ni obvestilo) ali pa je bilo naključno izbranih v drugo tekočo študijo, imenovano CH-X []. CH-X je ponovljena presečna raziskava, ki ima v postopkih zaposlovanja določen in obvezen urnik 90 minut. Zato običajno sodelovanje v CH-X ni motilo naših vpisnih postopkov, ki so potekali pred začetkom vojaških postopkov. V nekaj primerih pa so udeleženci že odšli izpolnjevati vprašalnike CH-X, preden smo jih lahko obvestili o svoji študiji. Ker smo obljubili, da se ne bomo vmešavali v vojaške postopke, nekaterih nismo mogli vzpostaviti. Kolikor nam je znano, ne vidimo sistematičnih pristranskosti, ki jih je povzročilo teh nekaj ljudi, ki niso v stiku zaradi zahtev CH-X. Ti moški niso poročali raziskovalnemu osebju in jih ni bilo mogoče vključiti. Od 13,245 (87.9%) moških, ki so bili obveščeni o študiji, je 7,563 (57.1%) dalo pisno privolitev za sodelovanje. Žal nimamo podatkov o motivih, da ne bi privolili. Eden od razlogov je lahko ta, da lahko podpis neke vrste pogodbe za dolgotrajni študij (C-SURF je načrtovan za obdobje 10 let) nekatere posameznike odvrne. Primerjava sogovornikov in neprisotnih [] je razkril, da so tisti, ki niso privolili, pogosteje uživali snovi kot privolilci, vendar so bile razlike pogosto nepomembne in včasih v nasprotni smeri (npr. sogovorniki so bili pogosteje uporabniki alkohola kot tisti, ki niso privolili). Naborni centri so bili uporabljeni samo za vpis udeležencev; vprašalniki so bili poslani na zasebne naslove in zagotovljena je bila zaupnost, zlasti glede vojske. Končno skupaj je 5,990 (79.2%) udeležencev izpolnilo osnovni vprašalnik. Od tega je bilo 3,320 francosko govorečih in 2,670 nemško govorečih.

instrumenti

Lestvica zasvojenosti z igrami (GAS)

Angleška različica lestvice je bila prevedena in nazaj prevedena v francoščino in nemščino. Uvodna izjava za lestvice je udeležence jasno usmerila k odgovoru v zvezi z njihovo uporabo: "Zdaj nas zanima, koliko časa ste porabili za igre. To vključuje spletna spletna mesta ali igre na konzoli ”(dodatna datoteka 1).

V skladu s hipotezo Lemmens et al. [] so bili tisti, ki so na vseh sedmih predmeti ocenili "včasih" ali več, opredeljeni kot monotetični igralci ("patološko igranje") in tisti, ki so na vsaj polovico predmetov (štiri do šest od sedmih predmetov) "včasih" ali več) so bili opredeljeni kot politetični igralci (prekomerno igranje).

V prvotni validacijski študiji so poročali o visoki zanesljivosti lestvice odvisnosti od igre s Cronbach alfa od .82 do .87 [].

Glavni popis depresije (MDI)

MDI je bil uporabljen za določitev stopnje depresije v zadnjih dveh tednih [, ]. To je vprašalnik o razpoloženju za samoporočanje. Uporabljena je bila šesttočkovna lestvica od „nikoli“ (0) do „ves čas“ (5) in izračunana je bila skupna ocena. MDI se lahko uporablja tudi kot diagnostični instrument z algoritmi, ki vodijo do DSM-IV ali mednarodne klasifikacije duševnih in vedenjskih motenj (ICD-10) kategorij brez depresije, blage do zmerne depresije in hude depresije.

Prejšnje študije o popisu glavnih depresij kažejo, da ima MDI dobro zanesljivost in notranjo doslednost (Cronbach-ov alfa koeficient: do 0.94), pa tudi dobro občutljivost, specifičnost in veljavnost kot enostransko lestvico resnosti depresije z ustreznimi presečnimi rezultati [, , ].

Kratka senzacijska lestvica (BSSS)

BSSS [] je osemtočkovna lestvica, pri čemer je vsak element ocenjen na pettočkovni lestvici od "močno se ne strinjam" (1) do "močno strinjam" (5). BSSS vključuje naslednje dimenzije: pustolovščine, dolgčas, razkuževanje in iskanje izkušenj. Skupni rezultat je bil prej povezan s tveganjem za uporabo drog pri vzorcu mladostnikov [].

Prej so poročali o ustrezni notranji konsistentnosti BSSS (Cronbach-ov alfa koeficient: 0.74) [].

Vprašalnik osebnosti Zuckerman-Kuhlman (ZKPQ-50-cc)

ZKPQ-50-cc ocenjuje različne vidike osebnosti []. Za ocenjevanje nevrotizma / tesnobe, družabnosti in agresije / sovražnosti so bile uporabljene tri podkalcele, od katerih je vsaka sestavljena iz elementov 10. Udeleženci so navedli, ali se z vsako izjavo strinjajo ali ne strinjajo. Za vsako podvišino je bila izračunana povprečna ocena. Druge študije so pokazale prispevek nevrotizma / tesnobe in agresije / sovražnosti k odvisnosti od interneta []. ZKPQ-50-cc je pokazal zadovoljive psihometrične in medkulturne lastnosti, vključno z ustrezno zanesljivostjo za podkategorije in države (Cronbach-ov alfa koeficient do 0.70) [].

Vprašalniki o uporabi snovi

Uporaba alkohola je bila ocenjena v mesečnem obdobju 12 (preglednica 2). V skladu s tem je bila izračunana pogostost pitja pijač (šest standardnih pijač ali več ob enkrat) in dni pitja med tednom (od ponedeljka do četrtka). V skladu s projektom Evropske šolske raziskave o alkoholu in drugih drogah je bila ocenjena tudi starost pijančevanja (prva epizoda pijanstva) []. Uporaba konoplje je bila ocenjena tako, da so se vprašali o naslednjem: starost začetka uporabe konoplje, starost prve „visoke“ količine konoplje ter uporaba konoplje in pogostost uporabe v zadnjih 12 mesecih.

Tabela 2 

Značilnosti udeležencev

Statistične analize

V tej raziskavi smo uporabili programsko opremo SPSS 18.0 in AMOS 19.0 (Analiza trenutnih struktur; SPSS Inc., Chicago, IL). Najprej je bila izračunana opisna statistika za značilnosti udeležencev. Nato je bila izmerjena notranja skladnost, to je obseg, v katerem so bili elementi GAS medsebojno povezani, s pomočjo Cronbachovega koeficienta. Streiner in Norman [] predlagajo, da alfa nad 0.70, vendar ne dosti višji od 0.90.

Nato so bile uporabljene raziskovalne faktorske analize (EFA) za oceno faktorske stabilnosti lestvice, ki so jo potrdile Lemmens in al []. Število faktorjev je bilo pridobljenih z Velicerovim najmanjšim povprečnim delnim testom (MAP), opravljenim na korelacijski matrici []. To število smo nato potrdili z vzporednimi analizami. V vzporednih analizah je poudarek na številu komponent, ki predstavljajo večjo varianco kot komponente, pridobljene iz naključnih podatkov, medtem ko je pri testu MAP poudarek na relativnih količinah sistematične in nesistematične variacije, ki ostanejo v korelacijski matriki po ekstrakcijah vse večjega števila komponent [].

Čeprav je EFA primernejša za novo oblikovane vprašalnike, ni redko, da jih uporabijo tudi v postopku ponovne preveritve, kadar se zbirajo podatki iz drugega vzorca ali druge populacije. Uporaba EFA je bila tukaj za oceno stabilnosti dejavnikov v obeh jezikovnih regijah, saj je to osnovni pogoj za nadaljnje raziskave enakovrednosti orodja med različnimi podskupinami.

Za določitev večskupne invariance smo uporabili postopek, opisan v modeliranju strukturnih enačb (SEM) po delu Jöreskog []. Pri testiranju skupinske enakovrednosti je običajno uporabiti modele potrditvene faktorskih analiz (CFA), metode med splošnim razredom SEM. Glede na raziskovalno vprašanje lahko iskanje enakovrednosti skupine pomeni niz preskusov, opravljenih v naslednjem restriktivnem vrstnem redu: konfiguracijska ekvivalenca, merilna enakovrednost in strukturna enakovrednost. Preizkušanje konfiguracijske invariance se osredotoča na to, v kolikšni meri je število dejavnikov in vzorcev njihove strukture med skupinami podobno. Velja pa omeniti, da je za vsako skupino posebej treba določiti ustrezen osnovni model, na podlagi katerega izhaja konfiguracijski model. Po drugi strani se pri preizkušanju merilne in strukturne invariance interes natančneje osredotoča na to, v kolikšni meri so parametri v merilni in strukturni komponenti modela enakovredni v skupinah [, ]. Glede na to, da se naša raziskovalna vprašanja nanašajo na enakovrednost meritev po skupinah, se statistične analize osredotočajo na konfiguracijsko invariance in invariance faktorskih obremenitev v obeh jezikovnih regijah.

Ocena primernosti modela

Primernost modelov se pregleduje z različnimi indeksi, kot je opisano spodaj [].

  1. O χ2 v razmerju do stopnje svobode (χ2/ df). Več raziskovalcev je priporočilo uporabo tega razmerja kot merilo za premagovanje težav, povezanih z χ2 testna statistika. Te težave med drugim vključujejo kršitev predpostavk, zapletenost modela in odvisnost od velikosti vzorca. Koeficienti, ki so tako nizki, kot je 2, kažejo na primerno prileganje.
  2. Indeks primerjalnega fit (CFI). CFI se giblje od 0 do 1, višje vrednosti pa kažejo na boljše prileganje. Osnovno pravilo je, da se vrednosti, večje od 0.95, lahko razlagajo kot dobro prileganje, medtem ko vrednosti med 0.90 in 0.95 kažejo na sprejemljivo prileganje glede na model neodvisnosti.
  3. Koren povprečne kvadratne napake približevanja (RMSEA). To je merilo približne ustreznosti populacije, zato se ukvarja z neskladjem zaradi približevanja. RMSEA je omejen pod 0. Vrednosti RMSEA, manjše ali enake 0.05, se lahko štejejo za dobro prileganje, med 0.05 in 0.08 sprejemljivo prileganje in večjo od 0.8 povprečno prileganje, medtem ko vrednosti> 0.10 niso sprejemljive.

Pregledane so bile tudi spremembe v statistiki dobrega prileganja, da bi odkrili razlike v različnih modelih. Bistvena razlika v χ2 vrednosti med ugnezdenimi modeli pomeni, da vse omejitve enakosti ne veljajo v skupinah.

Grafični prikaz postavk GAS, izmerjenih na navadni lestvici, kaže, da predpostavke normalnosti ni mogoče izvesti. Posledično je ocena brez asimptotične distribucije namesto ocene največje verjetnosti dobra strategija za sprejemanje običajnih razdeljenih podatkov v analize SEM.

Nazadnje je bila preučena sočasna veljavnost s korelacijo skupne ocene GAS z rezultati MDI []; BSSS []; in podskle nevrotizma, tesnobe, družabnosti in agresije-sovražnosti ZKPQ-50-cc []. Preučili smo tudi moč povezanosti tehtnice z drugimi ukrepi, povezanimi z uživanjem alkohola in konoplje. Po Cohenovem pravilu je vsaka korelacija, večja od 0.5, velika, od 0.5-0.3 zmerna, od 03 – 0.1 majhna in manj kot 0.1 trivialna [].

Manjkajoče vrednosti

Manjkajoče vrednosti GAS-a so bile obdelane z metodo imputacije vroče palube, v kateri se vsaka manjkajoča vrednost nadomesti z opaženim odzivom podobne enote glede na značilnosti, ki jih opazita oba primera []. V naši raziskavi je bil BSSS izbran za "spremenljivko na krovu", saj vsebuje malo ali nič manjkajočih podatkov []. Za uporabnike SPSS smo uporabili makro imputacije vročega kroga T. van der Weegen, ki ga lahko prenesete z naslednjega spletnega mesta: http://www.spsstools.net/SampleSyntax.htm.

Upoštevanje velikosti vzorca

Velikost vzorca igra pomembno vlogo pri zagotavljanju nepristranskih ocen parametrov in natančnih informacij o ustreznosti modela. Sledi Bentler in Chou [], ki je priporočil vsaj razmerje med 5: 1 med preiskovanci in spremenljivkami za normalno in eliptično porazdelitev, se zdi, da je raziskovalci splošno soglasje za sprejetje tega razmerja. Vendar pa so za kategorične ali običajno distribuirane spremenljivke, kot je to primer tukaj, potrebni večji vzorci kot za neprekinjene ali normalno porazdeljene spremenljivke. Za to vrsto distribucije je priporočljivo razmerje vsaj 10 subjektov na spremenljivko []. Vzorec iz te študije izpolnjuje to zahtevo.

Rezultati

Od prvotno zabeleženih 5,990 opazovanj so za 42 udeležencev (0.7%) manjkali podatki o GAS. Uporaba imputacije vročega krova je za 35 od njih uspešno pripisala podatke, 7 primerov pa je še vedno nepopolnih. Nato je bila analizirana končna velikost vzorca 5,983 anketirancev (3,318, francosko govorečih in 2,665 nemško govorečih). Povprečna starost udeležencev je bila 20.0 let (SD = 1.2). Od tega končnega vzorca je bilo 10.6% francoskih in 8.1% nemških anketirancev uvrščenih med politetične uporabnike, medtem ko je bilo 2.3% anketirancev v vsaki skupini uvrščenih med monotetične uporabnike. Značilnosti posamezne jezikovne regije so predstavljene v tabeli 2.

Francosko govoreča skupnost

Notranja skladnost GAS je bila dobra, kar se odraža v Cronbachovem koeficientu 0.86. EFA z Velicerjevim testom MAP je predlagala rešitev z enim faktorjem. To ugotovitev je uspešno potrdila vzporedna analiza. Ta enofaktorski model je bil nato ocenjen v CFA z AMOS. Na podlagi modifikacijskih indeksov in nenavadnih standardiziranih ostankov, ki so predlagali korelacijo šestih odstopanj napak, smo vzpostavili dobro vgrajen model, ki je bil v skladu z modelom neodvisnosti (χ2/ df = 2.6, CFI = 0.99, RMSEA = 0.02).

Nemško govoreča skupnost

Notranja skladnost lestvice je bila zadovoljiva (Cronbach α = 0.85). Eno-faktorsko rešitev je v EFA našel tudi Velicerjev MAP in je bila potrjena z vzporedno analizo. Za nemško govorečo skupino je bil uporabljen isti model poti, ki je bil uporabljen pri ocenjevanju francosko govoreče skupine. Ta model deluje slabše, vendar je kljub temu dal sprejemljive vrednosti ustreznosti (χ2/ df = 5.9, CFI = 0.94, RMSEA = 0.04).

Analiza več skupin

Testiranje na konfiguracijsko enakovrednost

Ko smo določili ustrezen model za vsako skupino posebej, smo preizkusili konfiguracijsko konfiguracijo, v kateri smo ponovno ocenili iste parametre v modelu z več skupinami. Z drugimi besedami, parametri so bili ocenjeni za obe skupini hkrati. Rezultati, povezani s tem modelom več skupin, so pokazali: χ2 vrednost 91.53 s stopnjami svobode 17. Vrednosti CFI in RMSEA sta bili 0.97 oziroma 0.02, kar je omogočilo sprejemljivo prileganje. Te vrednosti so izhodiščne vrednosti, s katerimi so primerjali vse nadaljnje teste za invariance.

Testiranje faktorskih ekvivalentnih meritev

V tabeli je prikazan model z vsemi obremenitvami (faktorske obremenitve po skupinah) 3) je bilo med vsemi skupinami omejeno enako. Statistični podatki o ustreznosti v zvezi s tem omejenim modelom iz dveh skupin so predstavljeni v preglednici 4 (drugi vnos). Pri testiranju invariance tega omejenega modela smo primerjali njegovo χ2 vrednost 114.59 s stopnjami svobode 23 s vrednostjo za neomejen model (χ2(17) = 91.53). Ta primerjava je dala a χ2 razlika (Δχ2) 23.06 s stopnjo svobode 6, kar je statistično pomembno (p =  0.001). Zato so bile zavrnjene omejitve enakosti za vsa faktorna obremenitve. Glede na zavrnitev popolne faktorske nespremenljivosti smo nadaljevali s preverjanjem dejavnikov, ki so bili obremenjeni različno. Ker je bilo ugotovljeno, da so parametri nalaganja faktorjev nespremenljivi med skupinami, so se njihove določene omejitve enakosti ohranile kumulativno v celotnem preostalem postopku testiranja nespremenljivosti []. Prvič, omejitve faktorskih obremenitev točke tolerance, ki so enake v skupinah, so prinesle nepomembne rezultate, kar pomeni, da so enake. Zaradi identifikacije je bilo nalaganje elementa Salience že omejeno, da bi v obeh skupinah prevzelo vrednost 1. Nato je omejitev enakosti in dodajanje omejitve enakosti pri spremembi razpoloženja še vedno povzročilo nepomembno χ2 vrednosti. To se je nadaljevalo, dokler nismo dosegli Umika, kjer je bilo pomembno χ2 rezultati so predlagali neenakost med obema skupinama. Preizkusi so bili ponovljeni za spore in težave, ki so bili spet nepomembni. Podroben postopek je prikazan v preglednici 4. Za vse opažene ukrepe, razen za umik, je bilo ugotovljeno, da delujejo enako za obe jezikovni regiji.

Tabela 3 

Faktorske obremenitve in ustrezne mere
Tabela 4 

Povzetek statističnih podatkov o primernosti za teste invariance med jezikovnimi skupinami

Korelacijska analiza v francosko govoreči skupnosti

Korelacijska analiza je bila uporabljena za raziskovanje sočasne veljavnosti GAS-a in drugih podobnih konstruktov. Kot je prikazano v preglednici 5, povezanost GAS-a s skupno oceno MDI in s podkalesojo anksioznosti ZKPQ-50-cc je bila majhna (ρ = 0.27 in ρ = 0.24) in povezava GAS s podkalno skupnostjo ZKPQ-50-cc je bila majhna in negativno (ρ = −0.20). Povezave z drugimi ocenjevalnimi ukrepi so ocenili kot trivialne.

Tabela 5 

Povezava med GAS in drugimi konstrukti v francosko govoreči skupnosti (med Fra)

Korelacijska analiza v nemško govoreči skupnosti

Kot je razvidno iz preglednice 6, povezanost GAS-a z MDI in s podkalno tesnobo ZKPQ-50-cc je bila majhna (ρ = 0.24 in ρ = 0.23). Ta povezava je bila manjša s podkalno enoto Aggressivity ZKPQ-50-cc (ρ = 0.15) in s podkalno skupnostjo Sociability (ρ = - 0.10).

Tabela 6 

Povezava med GAS in drugimi konstrukti v nemško govoreči skupnosti

Razprava

Ta študija je prva, ki po naših podatkih ocenjuje psihometrične značilnosti GAS-a s točko 7 med reprezentativnimi vzorci odraslih moških francoščine in nemščine.

Glavna ugotovitev je, da ima enofaktorski model GN-izdelka 7 dobre psihometrične lastnosti in dobro ustreza podatkom v obeh vzorcih. Rezultati so v skladu s številnimi prejšnjimi ugotovitvami [, ] in omogočijo njihovo razširitev na odrasle. [, ].

Poleg tega je bilo ugotovljeno, da so bili vsi opaženi ukrepi razen umika enakovredni za obe jezikovni regiji. To povečuje jezikovno veljavnost lestvice. Šibkost izdelka, ki je povezan z umikom, je morda posledica pomanjkljive natančnosti tega koncepta pri uporabi iger []. Lahko tudi nakazuje razlike med skupinami v osnovnem konstruktu. Vendar ta hipoteza ne drži, ker se te razlike ne odražajo v velikosti faktorskih obremenitev, katerih vrednosti so podobne (0.65 v primerjavi z 0.71). Razlike med francoskim in nemškim prevodom tega sorodnega predmeta lahko pojasnijo to razliko. Vendar, ko se o tem znova pogovorimo z dvojezičnimi posamezniki, ne najdemo večjih neskladij v pomenu uporabljenih besed. Čeprav je to največja razlika v faktorskih obremenitvah, ostaja mejna v primerjavi z ostalimi (0.06 v absolutni vrednosti). Zato je edino verodostojno pojasnilo, da je statistični pomen χ2 Ugotovljeno statistiko po vsej verjetnosti povzroči velika velikost vzorcev skoraj 6,000 posameznikov.

V skladu s številnimi raziskavami igre in uporabe interneta [, , ], so ugotovili povezavo med simptomi depresije in ocene GAS. Poleg tega je bila ugotovljena majhna povezava med rezultati GAS in razsežnostjo Nevrotizem-Anksioznost in Podskupino Agresija-Sovražnost ZKPQ-50-cc. Ta združenja so v skladu z ugotovitvami v zvezi z odvisnostmi od uživanja snovi [, ] in so v skladu z drugimi študijami, povezanimi z internetom ali odvisnostjo od iger [, ]. Poleg tega kot v drugih študijah [], je bila ugotovljena negativna povezava s podkallako Sociability. Zdi se, da je to skladno z ugotovitvami drugih raziskav, ki so pokazale povezavo med osamljenostjo in nizko socialno usposobljenostjo z odvisnostjo od iger [, ].

Ta študija ni pokazala povezave med ocenami GAS in iskanjem občutkov. Ta ugotovitev je v nasprotju z drugimi raziskavami []. Nekateri raziskovalci so pokazali, da je iskanje občutkov povezano z ekstraverzijo []. Vendar se zdi, da so odvisnosti od igre in interneta bolj povezane z introverzijo kot z ekstraverzijo [], zato je verjetno, da iskanje občutkov ni bilo tukaj povezano z rezultati GAS. Podobno je v nasprotju z ugotovitvami številnih prejšnjih študij [, , , ], sedanja študija ni pokazala povezave z uživanjem alkohola ali konoplje. Te povezave so morda posredovale posebne prednostne spletne dejavnosti in se lahko med posameznimi dejavnostmi razlikujejo [].

S skupno 2.3% udeležencev, ki so bili razvrščeni kot monotetični uporabniki, in dodatnih 9.5%, ki so bili opredeljeni kot politetični uporabniki (prekomerni uporabniki), je stopnja razširjenosti v tej študiji primerljiva s stopnjo, ugotovljeno v začetni študiji GAS [] in v številnih drugih švicarskih in evropskih študijah [-]. Rahlo nižje [, ] ali višje številke razširjenosti [, ] pa so poročali v drugih študijah. Razlike so verjetno posledica razlik v orodjih za ocenjevanje, preučevani populaciji, uporabi politetične klasifikacije in predlaganih mejah [].

Študija ima številne prednosti, kot sta najem reprezentativnega vzorca mladincev in visoka stopnja odziva. To je možna prednost glede na pristranskost samoizbira, opisano v spletnih raziskavah, ki temeljijo na zaposlovanju []. Druga pomembna prednost je vključitev dveh različnih in velikih jezikovnih vzorcev. Med slabostmi študije sta pomanjkanje žensk v sedanjih vzorcih in pomanjkanje sočasnega ocenjevanja specifičnih igralnih dejavnosti udeležencev. Za oceno različnih iger in drugih vedenj z internetom bodo morda potrebne nadaljnje študije GAS-a.

zaključek

Zdi se, da je GAS s postavko 7 zanimivo orodje za ocenjevanje. Ta lestvica, ki se je prej uporabljala za vzorce za mladostnike, se zdi primerna za vzorce za odrasle in ima v francoski in nemški različici dobre psihometrične lastnosti.

Etična odobritev in soglasje za sodelovanje

Zadevno študijo, izdano po raziskovalnem protokolu C-SURF številka 15/07, je odobril Etični odbor za klinične raziskave Univerze v Lozani. Vsi udeleženci so dali pisno privolitev k sodelovanju v študiji.

Soglasje za objavo

Se ne uporablja.

Razpoložljivost podatkov in gradiva

Na voljo na zahtevo pri zadnjem avtorju Gerhardu Gmelu: [e-pošta zaščitena].

Priznanja

Na vir financiranja.

Financiranje

Financiranje te študije je zagotovila Švicarska nacionalna znanstvena fundacija (FN 33CSC0-122679 in FN 33CS30-139467).

Okrajšave

BSSSkratka senzacija išče lestvico
CFAanaliza potrditvenih faktorjev
CFIindeks primerjalnega fit
C-SURFkohortna študija dejavnikov tveganja pri uživanju snovi
DSM-IVdiagnostični statistični priročnik duševnih motenj, četrta izdaja
EFAraziskovalne faktorske analize
GASlestvica odvisnosti od igre
ICD-10mednarodna klasifikacija duševnih in vedenjskih motenj
MAPvelikerjev minimalni povprečni delni test
MDIvelik popis depresije
RMSEAsrednja kvadratna napaka približka
SEMmodeliranje strukturnih enačb
ZKPQ-50-ccZuckerman-Kuhlman osebni vprašalnik
 

Dodatna datoteka

Dodatna datoteka 1:(73K, docx)

Prevod lestvice zasvojenosti z igrami (DOCX 72 kb)

 

Opombe

 

Konkurenčni interesi

Avtorji izjavljajo, da nimajo konkurenčnih interesov.

 

 

Prispevki avtorjev

GG je organiziral prvotno preiskavo in znatno prispeval k zasnovi, oblikovanju in pridobivanju podatkov, YK, GG in DZ pa so oblikovali pričujoči prispevek in veliko prispevali k zasnovi študije. YK je sestavil rokopis. AC je opravil statistično analizo in sestavil rokopis. GG, SR, DZ, SA in GT so pripomogli k pripravi rokopisa. GG, SR, DZ, SA in GT so sodelovali pri reviziji rokopisa kritično zaradi pomembne intelektualne vsebine. Vsi avtorji so sodelovali pri interpretaciji podatkov, pripravi in ​​pregledu članka. Vsi avtorji so prebrali in odobrili končni rokopis.

 

Reference

1. Rodda S, Lubman DI, Dowling NA, Bough A, Jackson AC. Spletno svetovanje za težave z igrami na srečo: raziskovanje motivacij in priporočil. J Med Internet Res. 2013; 15 (5): e99. doi: 10.2196 / jmir.2474. [PMC brez članka] [PubMed] [Cross Ref]
2. Powell J, Hamborg T, Stallard N, Burls A, McSorley J, Bennett K, Griffiths KM, Christensen H. Učinkovitost spletnega kognitivno-vedenjskega orodja za izboljšanje duševnega počutja v splošni populaciji: naključno kontrolirano preskušanje. J Med Internet Res. 2013; 15 (1): e2. doi: 10.2196 / jmir.2240. [PMC brez članka] [PubMed] [Cross Ref]
3. Bolier L, Haverman M, Kramer J, Westerhof GJ, Riper H, Walburg JA, Boon B, Bohlmeijer E. Intervencijski poseg za spodbujanje duševne kondicije za blago z depresijo odraslih: naključno kontrolirano preskušanje. J Med Internet Res. 2013; 15 (9): e200. doi: 10.2196 / jmir.2603. [PMC brez članka] [PubMed] [Cross Ref]
4. Harris IM, Roberts LM. Raziskovanje uporabe in učinkov namernih spletnih mest o samopoškodovanju: internetna študija. J Med Internet Res. 2013; 15 (12): e285. doi: 10.2196 / jmir.2802. [PMC brez članka] [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. Dolgoročni rezultati internetne podpore samoupravljanju pri odraslih z astmo: randomizirano kontrolirano preskušanje. J Med Internet Res. 2013; 15 (9): e188. doi: 10.2196 / jmir.2640. [PMC brez članka] [PubMed] [Cross Ref]
6. Ramo DE, Prochaska JJ. Široki doseg in ciljno najemanje s pomočjo Facebooka za spletno anketo o uživanju snovi v odraslih. J Med Internet Res. 2012; 14 (1): e28. doi: 10.2196 / jmir.1878. [PMC brez članka] [PubMed] [Cross Ref]
7. Morel V, Chatton A, Cochand S, Zullino D, Khazaal Y. Kakovost spletnih informacij o bipolarni motnji. J Prizadene neskladje. 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. Kratek RAZPIS, šest vprašanj za oceno vsebine, ki temelji na dokazih spletnih strani, povezanih z zdravjem. Pacient Educ Couns. 2009. [PubMed]
9. Monney G, Penzenstadler L, Dupraz O, Etter JF, Khazaal Y. mHealth App za uporabnike konoplje: Zadovoljstvo in zaznana uporabnost. Mejna psihiatrija. 2015; 6: 120. doi: 10.3389 / fpsyt.2015.00120. [PMC brez članka] [PubMed] [Cross Ref]
10. Spada MM. Pregled problematične uporabe interneta. Zasvojenec Behav. 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. Otroci, zasvojeni z internetom, in prizadevanja južnokorejske vlade: primer v kampu. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2011; 14 (6): 391 – 394. doi: 10.1089 / cyber.2009.0331. [PubMed] [Cross Ref]
12. Kuss DJ, dr. Griffiths, Karila L, Billieux J. Internet zasvojenost: sistematičen pregled epidemioloških raziskav v zadnjem desetletju. Curr Pharm Des. 2014; 20 (25): 4026 – 4052. doi: 10.2174 / 13816128113199990617. [PubMed] [Cross Ref]
13. Aboujaoude E. Problematična uporaba interneta: pregled. Svetovna psihiatrija. 2010; 9 (2): 85 – 90. doi: 10.1002 / j.2051-5545.2010.tb00278.x. [PMC brez članka] [PubMed] [Cross Ref]
14. Geisel O, Panneck P, Stickel A, Schneider M, Muller CA. Značilnosti igralcev družabnih omrežij: Rezultati spletne ankete. Mejna psihiatrija. 2015; 6: 69. doi: 10.3389 / fpsyt.2015.00069. [PMC brez članka] [PubMed] [Cross Ref]
15. Wei HT, Chen MH, Huang PC, Bai YM. Povezava med spletnimi igrami, socialno fobijo in depresijo: internetna anketa. Psihiatrija BMC. 2012; 12: 92. doi: 10.1186 / 1471-244X-12-92. [PMC brez članka] [PubMed] [Cross Ref]
16. Zanetta Dauriat F, Zermatten A, Billieux J, Thorens G, Bondolfi G, Zullino D, Khazaal Y. Motivacije za igranje posebej napovedujejo prekomerno vključenost v množično večplastne spletne igranja vlog: dokazi iz spletne ankete. Eur odvisnik 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. Psihološki napovedovalci problematičnega vpletanja v množične večigralske spletne igre z vlogami: ponazoritev v vzorcu moških igralcev cybercafea. Psihopatologija. 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. Problematična udeležba v spletnih igrah: Analitični pristop klasterjev. Računalniki človeško vedenje. 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, et al. Povezava med zasvojenostjo z internetom in psihiatrično komorbidnostjo: metaanaliza. Psihiatrija BMC. 2014; 14: 183. doi: 10.1186 / 1471-244X-14-183. [PMC brez članka] [PubMed] [Cross Ref]
20. te Wildt BT, Putzig I, Zedler M, dr. Ohlmeier. [Odvisnost od interneta kot simptom depresivnih motenj razpoloženja] 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 in sod. Povezava med patološko uporabo interneta in komorbidno psihopatologijo: sistematičen pregled. Psihopatologija. 2013; 46 (1): 1 – 13. doi: 10.1159 / 000337971. [PubMed] [Cross Ref]
22. Znamka M, Laier C, Young KS. Odvisnost od interneta: načini soočanja, pričakovane življenjske dobe in posledice zdravljenja. Mejna psihologija. 2014; 5: 1256. [PMC brez članka] [PubMed]
23. Ahmadi J, Amiri A, Ghanizadeh A, Khademalhosseini M, Khademalhosseini Z, Gholami Z, Sharifian M. Razširjenost odvisnosti od interneta, računalniških iger, DVD-jev in videa ter njegova povezanost z anksioznostjo in depresijo v vzorcu iranskih srednješolcev . Iranska J psihiatrija Behav znanosti. 2014; 8 (2): 75 – 80. [PMC brez članka] [PubMed]
24. Dalbudak E, Evren C. Povezava resnosti internetne zasvojenosti s simptomi hiperaktivne motnje s pomanjkanjem pozornosti pri študentih turške univerze; vpliv osebnostnih lastnosti, depresija in tesnoba. Compr Psihiatrija. 2014; 55 (3): 497 – 503. doi: 10.1016 / j.comppsych.2013.11.018. [PubMed] [Cross Ref]
25. Lemmens JS, Valkenburg PM, Peter J. Psihosocialni vzroki in posledice patološkega igranja. Računalniki človeško vedenje. 2011; 27 (1).
26. AJ VANR, Kuss DJ, Griffiths MD, Shorter GW, Schoenmakers MT DVDM. (So) pojav pri problematičnih video igrah, uživanju snovi in ​​psihosocialnih težavah pri mladostnikih. J Vedenjske odvisnosti. 2014; 3 (3): 157 – 165. doi: 10.1556 / JBA.3.2014.013. [PMC brez članka] [PubMed] [Cross Ref]
27. van der Aa N, Overbeek G, Engels RC, Scholte RH, Meerkerk GJ, Van den Eijnden RJ. Vsakodnevna in kompulzivna uporaba interneta in dobro počutje v mladostništvu: model diateze in stresa, ki temelji na velikih petih osebnostnih lastnostih. J Mladinski mladostnik. 2009; 38 (6): 765 – 776. doi: 10.1007 / s10964-008-9298-3. [PubMed] [Cross Ref]
28. Cao F, Su L, Liu T, Gao X. Razmerje med impulzivnostjo in internetno zasvojenostjo na vzorcu kitajskih mladostnikov. Evropska psihiatrija. 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. Disfunkcionalni zaviralni nadzor in impulzivnost pri zasvojenosti z internetom. Psihiatrija 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. Analiza latentnih razredov o zasvojenosti z internetom in pametnimi telefoni pri študentih. Zdravljenje nevropsihiatričnih bolezni. 2014; 10: 817 – 828. [PMC brez članka] [PubMed]
31. Muller KW, Beutel ME, Egloff B, Wolfling K. Raziskovanje dejavnikov tveganja za motnjo v spletnih igrah: primerjava pacientov z zasvojenimi igrami, patološkimi igralci in zdravimi kontrolami glede velikih petih osebnostnih lastnosti. Eur odvisnik Res. 2014; 20 (3): 129 – 136. doi: 10.1159 / 000355832. [PubMed] [Cross Ref]
32. Heo J, Oh J, Subramanian SV, Kim Y, Kawachi I. Zasvojenost z internetom med korejskimi mladostniki: Nacionalna raziskava. PLOS One. 2014; 9 (2): e87819. doi: 10.1371 / journal.pone.0087819. [PMC brez članka] [PubMed] [Cross Ref]
33. Senormanci O, Senormanci G, Guclu O, Konkan R. Navezanost in družinsko delovanje pri bolnikih z zasvojenostjo z internetom. Gen Hosp Psihiatrija. 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. Dejavniki, povezani z internetno zasvojenostjo med mladostniki. Kiberpsihologija Behav. 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 et al. Mednarodno soglasje za oceno motnje spletnih iger z novim pristopom DSM-5. Zasvojenost 2014. [PubMed]
36. Ko CH, Yen JY. Kriteriji za diagnosticiranje internetne igralne motnje iz vzročne spletne igre. Zasvojenost 2014; 109 (9): 1411 – 1412. doi: 10.1111 / dodaj.12565. [PubMed] [Cross Ref]
37. King DL, Haagsma MC, Delfabbro PH, Gradisar M, Griffiths dr. K soglasni opredelitvi patoloških video iger: sistematičen pregled psihometričnih ocenjevalnih orodij. 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. Motnje internetnih iger v DSM-5. Poročilo o psihiatriji Curr 2015; 17 (9): 72. doi: 10.1007 / s11920-015-0610-0. [PubMed] [Cross Ref]
39. Mlada KS. Raziskave in polemike o odvisnosti od interneta. Kiberpsihološko vedenje. 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. Razvoj Programskega vprašalnika za spletne igre (POGQ) PLoS One. 2012; 7 (5): e36417. doi: 10.1371 / journal.pone.0036417. [PMC brez članka] [PubMed] [Cross Ref]
41. Lortie CL, Guitton MJ. Orodja za oceno odvisnosti od interneta: dimenzijska struktura in metodološki status. Zasvojenost 2013; 108 (7): 1207 – 1216. doi: 10.1111 / dodaj.12202. [PubMed] [Cross Ref]
42. Khazaal Y, Achab S, Billieux J, Thorens G, Zullino D, Dufour M, Rothen S. Faktor struktura preskusa odvisnosti od interneta pri spletnih igralcih in igralcih pokra. JMIR Duševno zdravje. 2015; 2 (2): e12. doi: 10.2196 / mental.X.XUMUM. [PMC brez članka] [PubMed] [Cross Ref]
43. King DL, Delfabbro PH, dr. Griffiths. Načrti problematičnega video iger med odraslimi navadnimi igralci: 18-mesečna longitudinalna študija. 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. Razvoj in potrditev lestvice zasvojenosti z igrami za mladostnike. Psihologija medijev. 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. Pozorna pristranskost in naklonjenost igralnim nakazam sta povezana s problematičnim igranjem pri moških mladostnikih. J Zdravstvo mladostnikov. 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. Čustvene in neemocionalne poti do impulzivnega vedenja in odvisnosti. Sprednji Hum Neurosci. 2013; 7: 43. [PMC brez članka] [PubMed]
47. Billieux J, Khazaal Y, Oliveira S, de Timary P, Edel Y, Zebouni F, Zullino D, Van der Linden M. Ženevske privlačne alkoholne slike (GAAP): razvoj in predhodna potrditev. Eur odvisnik Res. 2011; 17 (5): 225 – 230. doi: 10.1159 / 000328046. [PubMed] [Cross Ref]
48. Khazaal Y, Zullino D, Billieux J. Slike iz Ženeve za kajenje: razvoj in predhodna potrditev. Eur odvisnik Res. 2012; 18 (3): 103 – 109. doi: 10.1159 / 000335083. [PubMed] [Cross Ref]
49. Michalczuk R, Bowden-Jones H, Verdejo-Garcia A, Clark L. Impulzivnost in kognitivna popačenja pri patoloških igralcih, ki obiskujejo britansko Nacionalno kliniko za problematične igre na srečo: predhodno poročilo. Psihola med. 2011; 41 (12): 2625 – 2635. doi: 10.1017 / S003329171100095X. [PMC brez članka] [PubMed] [Cross Ref]
50. Gaetan S, Bonnet A, Brejard V, Cury F. Francosko potrjevanje lestvice zasvojenosti z igrami 7 za mladostnike. Evropski pregled uporabne psihologije. 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. Razlike v zdravstvenem stanju in zdravstvenem vedenju mladih odraslih Švicarjev med 1993 in 2003. Švicarski 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. Potreba po soglasju v študijah uporabe snovi - škoda pristranskosti? J Alkoholna droga 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. Občutljivost in specifičnost popisa glavnih depresij, pri čemer je današnji državni pregled uporabil kot indeks diagnostične veljavnosti. J Prizadene neskladje. 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. Notranja in zunanja veljavnost glavnega popisa depresije pri merjenju resnosti depresivnih stanj. Psihola med. 2003; 33 (2): 351 – 356. doi: 10.1017 / S0033291702006724. [PubMed] [Cross Ref]
55. Cuijpers P, Dekker J, Noteboom A, Smits N, Peen J. Občutljivost in specifičnost glavnega inventarja depresije v ambulantah. Psihiatrija BMC. 2007; 7: 39. doi: 10.1186 / 1471-244X-7-39. [PMC brez članka] [PubMed] [Cross Ref]
56. Bech P, Timmerby N, Martiny K, Lunde M, Soendergaard S. Psihometrična ocena glavnega depresijskega popisa (MDI) kot lestvice resnosti depresije z uporabo LEAD (Longitudinal Expert Assessment of All Data) kot indeksa veljavnosti. Psihiatrija BMC. 2015; 15: 190. doi: 10.1186 / s12888-015-0529-3. [PMC brez članka] [PubMed] [Cross Ref]
57. Hoyle RH, Stephenson MT, Palmgreen P, Lorch EP, Donohew RL. Zanesljivost in veljavnost kratkega merila iskanja občutkov. Osebnostne individualne razlike. 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. Medkulturna skrajšana oblika ZKPQ (ZKPQ-50-cc), prilagojena angleškemu, francoskemu, nemškemu in španskemu jeziku. Osebnostne individualne razlike. 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. Razmerje med osebnostjo, obrambnimi slogi, motnjo zasvojenosti z internetom in psihopatologijo pri študentih. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2014; 17 (10): 672 – 676. doi: 10.1089 / cyber.2014.0182. [PubMed] [Cross Ref]
60. Ritson B, on 1999 ESPAD Poročilo. Projekt evropske šolske raziskave o uživanju alkohola in drugih drog med študenti v evropskih državah 30. Avtor: Björn Hibell, Barboro Andersson, Salme Ahlström, Olga Balakireva, Thoroddur Bjarnason, Anna Kokkevi in ​​Mark Morgan. Švedski svet za informacije o alkoholu in drugih drogah, Stockholm. 2000. Alkohol Alkohol. 2003; 38 (1): 99 – 9.
61. Streiner DL, Norman GR. Lestvice za merjenje zdravja. Četrtič. New York: Oxford Univesity Press; 2008.
62. Velicer WF. Določitev števila komponent iz matrice delnih korelacij. Psihometrika. 1976; 41: 321 – 327. doi: 10.1007 / BF02293557. [Cross Ref]
63. O'Connor BP. SPSS in SAS programi za določanje števila komponent s pomočjo vzporedne analize in Velicerjevega MAP testa. Behav Res Metode Instrumentacija Računalniki. 2000; 32: 396 – 402. doi: 10.3758 / BF03200807. [PubMed] [Cross Ref]
64. Joreskog KG. Hkratna faktorska analiza v več populacijah. Psihometrika. 1971; 36: 409 – 426. doi: 10.1007 / BF02291366. [Cross Ref]
65. Byrne BM. Modeliranje strukturnih enačb z AMOS. 2. New York: Routledge; 2009.
66. Hoyle RH. Priročnik za modeliranje strukturnih enačb. New York: Guilford Press; 2012.
67. Hu LT, Bentler PM. Kriterijska merila za indekse prileganja v analizi kovariance strukture: običajna merila v primerjavi z novimi alternativami. Modeliranje strukturnih enačb 1999; 6: 1 – 55. doi: 10.1080 / 10705519909540118. [Cross Ref]
68. Cohen J. Statistična analiza moči za vedenjske vede. 2nd ed. New Jersey: 1988
69. Andridge RR, mali RJ. Pregled vloge vroče palube za neodzivnost na anketo. Int Stat Rev. 2010; 78 (1): 40 – 64. doi: 10.1111 / j.1751-5823.2010.00103.x. [PMC brez članka] [PubMed] [Cross Ref]
70. Myers TA, Mason G. Zbogom, brisanje s seznama: predstavitev vloge vroče palube kot enostavno in učinkovito orodje za ravnanje z manjkajočimi podatki. Metode komunikacijske metode. 2011; 5 (4): 297 – 310. doi: 10.1080 / 19312458.2011.624490. [Cross Ref]
71. Bentler PM, Chou CP. Praktična vprašanja strukturnega modeliranja. Sociološke metode in rez. 1987; 16: 78 – 117. doi: 10.1177 / 0049124187016001004. [Cross Ref]
72. Kline R. Načela in praksa modeliranja strukturnih enačb. 3. New York London: Guilford Press; 2011.
73. Byrne BM. Testiranje za več skupinske invariance z uporabo grafike AMOS: pot manj prevožena. Modeliranje strukturnih enačb 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 in sod. Ali je smiselno razlikovati med posplošeno in specifično odvisnostjo od interneta? Dokazi iz medkulturne študije iz Nemčije, Švedske, Tajvana in Kitajske. Azijsko-pacifiška psihiatrija. 2014. [PubMed]
75. Kiraly O, Griffiths MD, Urban R, Farkas J, Kokonyei G, Elekes Z, Tamas D, Demetrovics Z. Problematična uporaba interneta in problematično spletno igranje nista enaka: ugotovitve iz velikega nacionalno reprezentativnega vzorca mladostnikov. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2014; 17 (12): 749 – 754. doi: 10.1089 / cyber.2014.0475. [PMC brez članka] [PubMed] [Cross Ref]
76. Yang L, Sonce L, Zhang Z, Sun Y, Wu H, Ye D. Internet zasvojenost, mladostniška depresija in posredniška vloga življenjskih dogodkov: ugotovitev iz vzorca kitajskih mladostnikov. Int J psihologija. 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. Nevrotičnost in impulzivnost: njihova hierarhična organizacija pri karakterizaciji osebnosti bolnikov, odvisnih od drog, z vidika učenja drevesa odločitve. Compr Psihiatrija. 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. Nevrotizem, povezan s psihozo, povzročeno s kokainom, pri bolnikih, odvisnih od kokaina: presek opazovalna študija. PLOS One. 2014; 9 (9): e106111. doi: 10.1371 / journal.pone.0106111. [PMC brez članka] [PubMed] [Cross Ref]
79. Kumar P, Singh U. Internet zasvojenost z osebnostnimi dejavniki Zuckermannovega alternativnega modela pet faktorjev. Indijsko zdravje J. 2014; 5 (4): 500 – 502.
80. Kowert R, Domahidi E, Quandt T. Razmerje med vključevanjem spletnih video iger in prijateljstvom, povezanim z igranjem iger, med čustveno občutljivimi posamezniki. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2014; 17 (7): 447 – 453. doi: 10.1089 / cyber.2013.0656. [PMC brez članka] [PubMed] [Cross Ref]
81. Mehroof M, Griffiths dr. Odvisnost od spletnih iger na srečo: vloga iskanja občutkov, samokontrole, nevrotizma, agresije, stanja države in tesnobe. 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. Odvisnost od spletnih iger? Motivi napovedujejo zasvojenost z vedenjem v množično večplastnih spletnih igrah vlog. 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. Povezava med škodljivo uporabo alkohola in odvisnostjo od interneta med študenti: primerjava osebnosti. Klinika za psihiatrijo Neurosci. 2009; 63 (2): 218 – 224. doi: 10.1111 / j.1440-1819.2009.01943.x. [PubMed] [Cross Ref]
84. Kuss DJ, Griffiths dr., Binder JF. Odvisnost od interneta pri študentih: razširjenost in dejavniki tveganja. Računalniki človeško vedenje. 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. Francoska validacija lestvice kompulzivne uporabe interneta (CIUS). Psihiatrija 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. Francoska validacija testa za odvisnost od interneta. Kiberpsihološko vedenje. 2008; 11 (6): 703 – 706. doi: 10.1089 / cpb.2007.0249. [PubMed] [Cross Ref]
87. Johansson A, Gotestam KG. Odvisnost od interneta: značilnosti vprašalnika in razširjenost v norveški mladini (12 – 18 let) 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. Zasvojenost z internetom? Potencialno problematična uporaba interneta pri populaciji mladostnikov, starih 12 – 18. ResTheory o odvisnosti. 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 in sod. Razširjenost patološke uporabe interneta med mladostniki v Evropi: demografski in socialni dejavniki. Zasvojenost 2012; 107 (12): 2210 – 2222. doi: 10.1111 / j.1360-0443.2012.03946.x. [PubMed] [Cross Ref]
90. Haagsma MC, Pieterse ME, Peters O. Razširjenost problematičnih video iger na Nizozemskem. 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. Spletna odvisnost od video iger: prepoznavanje zasvojenih mladostniških igralcev. Zasvojenost 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. [Internet zasvojenost med mladostniki v Šanghaju: razširjenost in epidemiološke značilnosti] 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. Ali samoizbira vpliva na reprezentativnost vzorcev v spletnih anketah? Preiskava spletnih raziskav video iger. J Med Internet Res. 2014; 16 (7): e164. doi: 10.2196 / jmir.2759. [PMC brez članka] [PubMed] [Cross Ref]