(Orsakssamband) Tvåriktiga föreningar mellan självrapporterad spelförstöring och vuxen uppmärksamhetsbrist Hyperaktivitetsstörning: Bevis från en prov av unga schweiziska män (2018)

Främre. Psykiatri, 11 December 2018 | https://doi.org/10.3389/fpsyt.2018.00649

Simon Marmet1*, Joseph Studer1, Véronique S. Grazioli1 och Gerhard Gmel1,2,3,4

  • 1Alkoholbehandlingscentrum, Lausanne universitetssjukhus / CHUV, Lausanne, Schweiz
  • 2Beroende Schweiz, Lausanne, Schweiz
  • 3Center for Addiction and Mental Health, Toronto, ON, Kanada
  • 4Institutionen för hälsa och samhällsvetenskap, University of the West of England, Frenchay, Bristol, Storbritannien

Bakgrund: Gaming Disorder (GD) har visat sig samverka med ADHD (attention deficit hyperactivity disorder), men få studier har hittills undersökt deras longitudinella föreningar.

Metod: Provet inkluderade 5,067 unga schweiziska män (medelåldern var 20 år vid våg 1 och 25 år vid våg 3). Åtgärder var Game Addiction Scale och Adult ADHD Self Report Scale (6-item screener). Longitudinella sammanslutningar testades med hjälp av autokegressiva tvärfördröjda modeller för binära mätningar av GD och ADHD, samt kontinuerliga åtgärder för GD-poäng och ADHD-abonner av oöppnad och hyperaktivitet.

Resultat: ADHD vid ålder 20 ökade risken för GD vid ålder 25 (probit = 0.066 [0.023, 0.109]; p = 0.003). GD vid ålder 20 ökade också risken för ADHD vid våg 3 (probit = 0.058 [0.013, 0.102]; p = 0.011). Endast ADHD-uppmärksamhetsskalan visade ett dubbelriktat längsförhållande med GD-poängen (standardiserad Beta från ouppmärksamhet vid ålder 20 till GD-poäng vid ålder 25: 0.090 [0.056, 0.124]; p <0.001; från GD-poäng vid 20 års ålder till ouppmärksamhet vid 25 års ålder: 0.044 [0.016, 0.071]; p = 0.002), medan associering mellan subaktivitet för hyperaktivitet och GD inte var signifikant.

Diskussion: GD hade tvåvägsgående föreningar med ADHD, eftersom ADHD ökade risken för GD och GD ökade risken för ADHD, och de kan förstärka varandra. Dessa föreningar kan vara kopplade mer till ADHD-komponenten utan uppmärksamhet än till ADHD-komponenten med hyperaktivitet. Personer med ADHD eller GD ska screenas för den andra sjukdomen, och förebyggande åtgärder för GD bör utvärderas hos individer med ADHD.

Beskrivning

Gaming Disorder

Videospel är en utbredd aktivitet bland unga män. Även om spel är en oproblematisk fritidsaktivitet som många andra för de flesta (1), orsakar det problem för vissa, vilket så småningom resulterar i en spelstörning (GD), för vilken uppskattning av prevalens i europeiska ungdomars nationellt representativa allmänbefolkningsundersökningar varierar från cirka 1 till 5% (2-4). Prevalensgraden kan vara högre i asiatiska länder (4, 5). GD är oftare i yngre åldersgrupper och män (3, 4, 6). GD har definierats som en överdriven och tvångsmässig användning av videospel som resulterar i sociala och / eller emotionella problem (7). Det har också varit förknippat med flera psykiska hälsoproblem som major depression, ADHD (ADHD), ångest och social fobi / ångest (8, 9). Det finns en del kontroverser om huruvida GD ska märkas som ett beteendemissbruk (dvs. icke-substans) beroende / störning (10-12). Den ingår inte som sådan i den nuvarande femte upplagan av Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders (DSM-5) (13). En GD-subtyp, nämligen internet-spelsjukdom, övervägs emellertid för att inkluderas som en psykiatrisk störning i DSM-5. GD ingår inte heller i den nuvarande internationella klassificeringen av sjukdomar (ICD-10), men det kommer att inkluderas som "spelstörning" i den kommande ICD-11 (14), utan prefixet ”internet”, till skillnad från i DSM-5. Olika termer används för "spelstörning", särskilt "spelberoende" eller "problematisk spel." Uttrycket "spelstörning" används här eftersom dess användning i DSM-5 och ICD-11 sannolikt kommer att göra det mest populär term i framtiden. Föreliggande studie undersöker i längdriktningen hur GD är associerat med en annan vanlig sjukdom hos unga män, nämligen ADHD.

Attention Deficit Hyperactivity Disorder (ADHD)

ADHD klassificeras som en neurodevelopmental störning. Det kännetecknas av två komponenter: ouppmärksamhet (t.ex. ofta distraherad) och hyperaktivitet (t.ex. en lust att flytta) (13). Prevalensgraden för ADHD hos barn i skolåldern varierar från cirka 5 till 7% (15). Studier har emellertid visat att symtomen på ADHD kan kvarstå till vuxen ålder i ungefär en till två tredjedelar av fallen och att ADHD kan drabba så många som 2.5 till 5% av den allmänna befolkningen (15). Obehandlad, ADHD är associerad med beteendemässiga, emotionella, sociala, akademiska och yrkesmässiga problem (15). Dessutom befanns ADHD också vara relaterat till psykiska hälsoproblem och beroendeframkallande störningar (16-20), samt med lägre livstillfredsställelse (21).

ADHD och spel

Det har varit relativt lite forskning om kopplingen mellan GD och ADHD. Detta beror delvis på att innan DSM-5 inkluderade internet GD som ett villkor för vidare studier, i 2013 studerades internet GD ofta tillsammans med internetberoende, och först efteråt som ett självständigt villkor (22). I en nyligen granskad González-Bueso och Santamaría (8) identifierade åtta studier som undersökte sambandet mellan internetspelstörning och ADHD specifikt, varav sju (85%) rapporterade en signifikant förening, fyra av dessa rapporterade en stor effektstorlek (ELLER ≥ 4.25). Den enda longitudinella studien (23) som ingår i deras granskning rapporterade ingen samband mellan GD och ADHD. I en tidigare översyn fanns också dessa föreningar (22). En nyare longitudinell studie av ett urval av ungdomar (med ungdomar med hög risk för att GD skulle översamplas), som inte ingår i ovanstående recensioner, fann att förälderrapporterad hyperaktivitet / ouppmärksamhet förutspådde självrapporterat internet GD 1 år senare, men själv -Reporterat internet-GD förutspådde inte signifikant förälderrapporterad hyperaktivitet / uppmärksamhet 1 år senare (24).

När det gäller föreningar med ADHD: s underskikt för ouppmärksamhet och hyperaktivitet rapporterade en annan nyligen genomförd studie att uppmärksamhetsproblem (endast underskalan för ouppmärksamhet mättes) hos ungdomar förutspådde internet GD 1 år senare (25). En tvärsnittsstudie av 205 vuxna visade också att GD bara var kopplat till ADHD: s underskikt för ouppmärksamhet och inte dess hyperaktivitetsunderskala (26). Däremot en studie på små barn (27) fann att underskalan för ouppmärksamhet var starkare associerad med GD hos flickor, medan hyperaktivitetsunderskalan var starkare associerad med GD hos pojkar.

Flera teorier har föreslagits för kopplingen mellan ADHD och GD. Till exempel föreslår den "optimala stimuleringsmodellen" att individer med ADHD har ett högre tröskelvärde för att uppnå en angenäm nivå av upphetsning, och de snabba visuella och akustiska stimulanserna i datorspel som kräver snabba motoriska svar kan vara ett sätt att nå denna nivå (27). En annan teori, "fördröjningsaversionsteorin" antyder att individer med ADHD föredrar mindre omedelbara belöningar framför större försenade belöningar, och datorspel kan ge sådana omedelbara och kontinuerliga belöningar (27). Vidare kan individer med ADHD drabbas av ett belöningsbrist-syndrom med brister i neurotransmission av dopamin: videospel som resulterar i betydande frisättning av dopamin kan därför vara ett sätt att hantera denna belöningsbrist (28). Samma mekanism kan också förklara den höga komorbiditeten mellan ADHD och substansanvändningsstörningar (SUD). Panagiotidi (26) föreslog också att spel kan förbättra den visuella uppmärksamheten, som tenderar att försämras hos individer med ADHD, som därför kan spela som ett medel för att motverka detta underskott. En ny recension (3) fann en koppling mellan videospel och visuell uppmärksamhet, men denna förening var ganska liten och ett orsakssamband har ännu inte fastställts. Men medan det finns vissa teorier som förklarar kopplingen mellan GD och ADHD finns det för närvarande en brist på empiriska bevis som stöder dessa teorier, och det är fortfarande möjligt att det inte finns någon orsakssamband mellan ADHD och GD.

De flesta förklaringar och forskning har fokuserat på hur ADHD leder till GD, även om vissa förklaringar för en relation i den andra riktningen också har föreslagits. Speciellt kan ADHD-symtom göra spel mer attraktiva, medan ökad spel i sin tur kan förvärra ADHD-symtom "genom att tillhandahålla en aktivitet som ständigt förstärker den exakta hämningen, snabb respons, behovet av omedelbar belöning och ouppmärksamhet som är oroande områden" (29). En studie bland barn och ungdomar (30) visade att större TV- och videospelspelsexponeringar (timmar som spelades eller tittade på tv) var förknippade med större uppmärksamhetsproblem 13 månader senare, även när de kontrollerades för tidigare uppmärksamhetsproblem. En annan studie (31) fann även dubbelriktade samband mellan exponering för videospel och uppmärksamhetsproblem, vilket tyder på att barn med uppmärksamhetsproblem kan spendera mer tid på att spela, vilket kan öka deras efterföljande uppmärksamhetsproblem. Författarna föreslog också att elektroniska skärmmedier, t.ex. videospel, särskilt de som involverar våld, kan vara mycket spännande och över tiden öka en individs tröskel för en önskad stimuleringsnivå, vilket kan leda till problem med fokus på mindre spännande aktiviteter som arbete eller studier ("hypotesen om spänning") (31). En alternativ hypotes, ”förskjutningshypotesen”, antar att individer som spenderar mycket tid på att spela spel spenderar mindre tid med kognitivt och fysiskt mer lämpliga aktiviteter som kan förbättra deras förmåga att fokusera (27, 31).

mål

Denna studie syftade till att ompröva sambandet mellan GD och ADHD i ett longitudinellt urval av unga schweiziska män. Vi undersökte först om våra data bekräftade tvärsnittsföreningar mellan GD och ADHD och ADHD-subskalan för ouppmärksamhet och hyperaktivitet. I ett andra steg testade vi de longitudinella associeringarna mellan GD och ADHD med hjälp av en autoregressiv korslagg (ARCL) -modell. Modellen undersökte om ADHD vid 20 års ålder var associerat med GD vid 25 års ålder, om GD vid 20 års ålder var associerat med ADHD vid 25 år, eller om det fanns dubbelriktade samband mellan GD och ADHD. Vi testade också GD för longitudinella associationer med ADHD: s underskikt för ouppmärksamhet och hyperaktivitet. I ett tredje steg testade vi om deltagare med ADHD och GD vid våg 1 (vid cirka 20 år) hade sämre resultat med båda dessa störningar vid våg 3 ​​(cirka 25 år) än deltagare med endast GD eller endast ADHD, som samt flera andra resultat som är potentiellt associerade med ADHD eller GD, nämligen allvarlig depression, mental hälsa, livsnöjdhet och dålig prestation på jobbet eller skolan.

Metoder

Prov

Provet härstammar från kohortstudien om ämnesriskfaktorer (C-SURF; www.c-surf.ch). Denna studie följer ett stort urval av unga schweiziska män som rekryterats under sen tonåren till deras vuxen ålder, med mätpunkter vid en ålder av cirka 20, 21 och 25 år, med fler mätvågor i planering. Studiens huvudmål är att utvärdera mönster, banor och tillhörande risk- eller skyddsfaktorer för substansanvändning och icke-substansrelaterat beteende hos dessa unga män (32, 33).

Anmälan till basbedömningen skedde mellan augusti 2010 och november 2011 i tre av sex nationella schweiziska armérekryteringscentra, belägna i Lausanne, Windisch och Mels (som täcker 21 ur 26 schweiziska kantoner), under rekryteringsförfarandet för militärtjänst. Dessa förfaranden är obligatoriska för alla unga schweiziska män ungefär 20 ålder, därför har provtagningen vid detta tillfälle fördelen att täcka de flesta unga män i den kohorten. Svar på frågeformulär var oberoende av arméförfaranden eftersom individer svarade privat hemma och konfidentialitet från armén säkerställdes. Deltagarna kunde välja mellan pappersfrågeformulär per post eller frågeformulär online som var tillgängliga via en länk skickad per e-post. Totalt 13,237 av unga män har uppmanats att delta i studien, och 7,556 gav slutligen sitt skriftliga samtycke till att delta i studien, varav 5,987 returnerade baslinje-frågeformuläret (våg 1) och 5,516 returnerade det andra uppföljningsfrågeformuläret ( våg 3) mellan april 2016 och mars 2018. För att öka svarsgraden uppmuntrades deltagare som inte besvarade frågeformuläret efter standardpåminnelser av utbildade intervjuare via telefonsamtal att delta (33).

Den aktuella studien inkluderar alla 5,125 (85.6% retention rate) deltagare som svarade på baslinjen och andra uppföljningsundersökningar. Av dessa var 58 (1.1%) deltagare med saknade värden för GD eller ADHD i vågorna 1 eller 3, vilket lämnade 5,067 deltagare med i vår nuvarande analys. Deltagarna fick kuponger (50 CHF per frågeformulär) som kompensation för deras ansträngningar. Data från våg 2 användes inte (utom för att beräkna saknade värden, se avsnitt statistisk analys) eftersom åtgärden för ADHD endast inkluderades i vågorna 1 och 3. Forskningsprotokollet godkändes av Human Research Ethics Committee i Canton Vaud (Protokoll nr 15 / 07).

åtgärder

Spelstörning och ADHD

Spelstörning

Spelstörning (GD, senaste 6 månader) mättes med användning av Game Addiction Scale (GAS) (7), som översattes till tyska och franska för denna studie. Skalan består av sju artiklar av typen Likert med fem svaralternativ som sträcker sig från 0 (aldrig) till 4 (väldigt ofta) och deltagare som svarade på minst tre artiklar med en poäng på minst 2 (ibland) definierades som presenterande GD, såsom föreslagits av Lemmens och Valkenburg (7). Dessutom användes en kontinuerlig poäng som summan av de sju artiklarna (från 0 till 28). Formuleringen av GAS ändrades något mellan våg 1 och våg 3. I våg 1 inkluderade formuleringen, förutom spel, tid på internet (t.ex. "Har du känt dig upprörd när du inte kunde spela eller tillbringa tid på internet?”; kursiv del lades till och skilde sig från den ursprungliga formuleringen av GAS). Detta gjordes, för vid den tidpunkt då frågeformuläret för våg 1 utvecklades, trodde man att massor av spel involverar internetaktiviteter, och att GD kan vara omöjligt utan att spendera tid på internet (onlinespel). Efter DSM-5 (13), som släpptes 2013, inkluderade internet-GD som ett villkor för vidare studier, blev det uppenbart att spel därefter skulle mätas tydligt och inte blandas med tid på internet och den ursprungliga Game Addiction Scale (utan att lägga till referens till internet i formuleringen av frågorna) användes därför i våg 3. För att redogöra för skillnaderna i formuleringen av GAS i våg 1 och våg 3, för att förbättra jämförbarheten över vågor och för att minska falska positiva resultat, GD-poängen för deltagare som gjorde inte spela spel minst en gång i veckan (och därför kan ha en GAS-poäng på grund av icke-spelrelaterad Internetanvändning) sattes till 0 i båda vågorna. Cronbachs Alpha för GAS-skalan var 0.895 i våg 1 och 0.868 i våg 3.

Hyperaktivitetsstörning hos vuxna

Hyperaktivitetsstörning hos vuxna hos personer (ADHD, senaste 12 månader) mättes med användning av sex-artiklarna för screenerversion av den vuxna ADHD-självrapporteringsskalan (ASRS-v1.1) (34) utvecklad av Världshälsoorganisationen (WHO) och baserad på DSM-IV-diagnostiska kriterier (35). Fyra artiklar bedömde underskalan ADHD-uppmärksamhet och två artiklar bedömde dess underskala för hyperaktivitet (se tabell 2). Svaralternativ var på en fem-punkts Likert-skala från 0 (aldrig) till 4 (väldigt ofta). För att bygga ett binärt mått på ADHD, dikotomiserades objekt - åtminstone 2 (ibland) för de tre första artiklarna och minst 3 (Ofta) för de tre sista artiklarna - och ADHD definierades som närvaron av minst 4-symtom som föreslagits av författarna till skalan (34). För analys som involverade de kontinuerliga ADHD-subskalorna för ouppmärksamhet och hyperaktivitet beräknades medelvärdet för Likert-skalan (med värden från 0 till 4). Cronbachs Alpha för ADHD-skalan var 0.798 i våg 1 och 0.778 i våg 3.

Ämnesanvändning Störningsskalor

Alkoholmissbruk

Alkoholanvändningsstörning (AUD, senaste 12 månader) mättes med 12-artiklar för 11 DSM-5-kriterierna (13, 36, 37) för AUD i ja / nej-format. DSM-5 måttlig (4+) cut-off användes för att definiera AUD. Cronbachs Alpha för AUD-skalan var 0.729 i våg 1 och 0.696 i våg 3.

Störning av cannabisanvändning

Störning av cannabisanvändning (senaste 12 månader) mättes med användning av den reviderade versionen av Cannabis Use Disorder Identification Test [CUDIT-R; (38), baserat på (39)]. Testet består av 8 fempunkts Likert-typobjekt som sträcker sig från 0 (aldrig) till 4 (dagligen eller nästan dagligen), ett mått på frekvensen av cannabisanvändning som sträcker sig från 1 (månadsvis eller mindre ofta) till 4 (fyra eller flera gånger per vecka), och en artikel med två svarsalternativ, 0 (rökning av cannabis för skojs skull) eller 4 (rökning av cannabis ovant). En avskärning av 8 av 40 möjliga punkter användes för att definiera cannabisanvändningsstörning. Cronbachs Alpha för cannabisanvändningsstörningsskalan var 0.894 i våg 1 och 0.906 i våg 3.

Störning av tobaksbruk

Störning av tobaksanvändning (senaste 12 månaderna) utvärderades med användning av sex objekt från Fagerström-testet för nikotintillstånd (FTND (FTND)40). Ett avbrott på 3 av 10 möjliga punkter användes för att definiera tobaksanvändningsstörning. Cronbachs Alpha för tobaksanvändningsskalan var 0.719 i våg 1 och 0.702 i våg 3.

Major depression och mental hälsa

Symtom på depression

Symtom på allvarlig depression under de senaste två veckorna uppmättes med hjälp av WHO: s Major Depressive Inventory (41), bestående av 12 sexpunkts Likert-typsatser som mäter 10-kriterier och sträcker sig från 0 (aldrig) till 5 (alltid); två kriterier bedömdes med användning av två påståenden vardera, varvid endast det högsta värdet av de två påståendena användes för summan. Summan av kriteriepoängen, som sträcker sig från 0 till 50, användes i denna analys. Cronbachs Alpha för major depression skala var 0.889 i våg 1 och 0.888 i våg 3.

Mental hälsa

Psykisk hälsa bedömdes med användning av Medical Outcome Study 12-Item Short Form Survey Instrument, v2 (SF-12) (42). De mentala komponentöversikten transformerades linjärt till normbaserade poäng (medelvärde = 50; SD = 10). Cronbachs Alpha för SF-12-mentalvårdsskalan var 0.772 i våg 1 och 0.790 i våg 3.

Livsnöjdhet och dålig prestanda på jobbet / skolan

Livetillfredsställelse

Livsnöjdhet mättes med användning av tillfredsställelse med livsskala (43), bestående av fem objekt med sju svaralternativ som sträcker sig från 1 (starkt oense) till 7 (håller starkt med). Summan av artiklarna (från 5 till 35) beräknades för analysen. Cronbachs Alpha för livsnöjdhetsskalan var 0.772 i våg 3. Livsnöjdheten mättes inte i våg 1.

Dålig prestanda på jobbet / skolan

Dålig prestanda på jobbet / skolan mättes i våg 1 och våg 3 med hjälp av en enda fråga som frågade deltagarna om de hade presterat dåligt i skolan eller arbetet, eller kommit bakom med arbetet, under de senaste 12 månaderna. Svaralternativ var från aldrig till 10 eller fler gånger. Denna fråga anpassades från ESPAD-undersökningen (44).

För alla skalor som använts ersattes saknade värden på enstaka objekt med skalvärdet. Om mer än 20% av skalans artiklar saknades, ansågs skalan saknas.

Statistisk analys

Beskrivande statistik beräknades och förändringar i prevalensgraden för GD och ADHD mellan baslinjen (våg 1) och den andra uppföljningen (våg 3) testades med hjälp av McNemar chi-square-test. Tvärsnittsskillnader mellan deltagare med och utan GD testades med logistiska regressioner. Alla regressioner justerades för ålder och språklig region. Beskrivande statistik och datapreparation gjordes med användning av SPSS 25. För testning av longitudinella föreningar mellan GD och ADHD uppskattades ARCL-modeller med MPLUS 8.0 (45). ARCL är en form av strukturell ekvationsmodellering som ofta används för att beskriva utvecklingsprocesser mellan två (eller fler) konstruktioner över flera tidpunkter [för en översikt, se (46)]. Våra huvudintressen var de korslagda vägarna som representerade den längsgående effekten av GD vid ålder 20 på ADHD vid ålder 25, och av ADHD vid ålder 20 på GD vid ålder 25, med hänsyn till autokorrelationen av samma konstruktion över tidpunkter och tvärsnittskorrelation mellan olika konstruktioner på samma tidpunkt. För de binära måtten för GD och ADHD uppskattades ARCL med hjälp av det vägda minsta kvadratiska medelvärde- och variansjusterade (WLSMV) -beräknaren, vilket returnerar för binära variabler med sannolikhet för regressionskoefficienter. WLSMV-estimatorn gör det möjligt att modellera direkt korrelationen mellan variablerna vid samma tidpunkt. För ytterligare enkel tolkning transformerades probitkoefficienter till OR-ekvivalenter. OR kan approximeras genom att multiplicera probitkoefficienter med standardavvikelsen för den logistiska fördelningen [(Π2 / 3) −−−−−−− √

= 1.81] och sedan använda den exponentiella funktionen för den resulterande koefficienten (47). För ARCL mellan den kontinuerliga GD-poängen och ADHD-uppmärksamhet och hyperaktivitetsunderskalor använde vi Robust Maximum-Likelihood estimator (MLR), som är robust till snedighet i resultatvariablerna. I ett tredje steg undersökte vi om deltagare med både GD och ADHD vid våg 1 hade en sämre situation med avseende på GD, ADHD, major depression, mental hälsa, livstillfredsställelse och dålig prestanda på jobbet eller skolan på våg 3 än som deltagare med varken GD eller ADHD, eller med GD ensam eller ADHD ensam. Skillnader mellan dessa grupper testades också med användning av logistiska regressioner för binära resultat, med ordinära regressioner för ordinära resultat (dålig prestanda på jobbet eller skolan) och med linjär regression för kontinuerliga resultat (skala poäng). Regressioner för major depression, mental hälsa och dålig prestanda på jobbet eller skolan justerades för deras respektive basvärden (vid 20 ålder). Basvärden fanns inte tillgängliga för livstillfredsställelse.

Med tanke på att SUD: er är associerade med ADHD, t.ex. (19), liksom med GD (1) justerades alla våra longitudinella analyser av de kontinuerliga poängen för alkohol-, tobak- och cannabisanvändningsskalorna vid våg 1 för att kontrollera effekten av SUDs samtidigt med GD eller ADHD vid våg 1 på GD och / eller ADHD vid våg 3. Eftersom vårt intresse för dessa analyser var i den longitudinella effekten av GD och ADHD, justerades inte longitudinella analyser för SUD vid våg 3. Dessutom kan SUD vid våg 3 ​​delvis vara en följd av GD och ADHD vid våg 1, och justering för dem kan därför ta bort en del av den verkliga effekten av GA eller ADHD vid våg 1 på GD och ADHD vid våg 3. Saknade värden på dessa SUD-vågar tillskrevs för 264 fall i våg 1 och 49 fall i våg 3, med användning av flera imputationer i MPLUS 8.0 i Bayesian-ramverk, vilket skapar 20 imputerade datamängder med hjälp av SUD-skalorna samt använd mått för de tre ämnena i alla tre vågorna plus ålder och språk. Sammantaget var SUD: s inverkan på sambandet mellan GD och ADHD liten, och vi visar därför endast analyser justerade av SUD i tabellerna och siffrorna.

Resultat

Tvärsnittsföreningar

Bord 1 visar beskrivande resultat och prevalensgraden för GD, ADHD och SUD. Prevalensen av GD minskade från 8.8% i våg 1 till 6.3% i våg 3 [McNemar-test χ2 (1)

= 29.81; p <0.001]. Förekomsten av ADHD ökade från 5.7% i våg 1 till 7.6% i våg 3 ​​[McNemar-test χ2 (1)

= 18.68; p <0.001]. Tvärsnitt var ADHD oftare hos deltagare med GD än utan GD, i båda vågorna, med ett Odds Ratio (OR) på 3.21 [2.39, 4.32] för våg 1 och 2.56 [1.86, 3.52] för våg 3. SUD var inte signifikant associerad med GD i våg 1, men ändå var SUD signifikant vanligare hos deltagare med GD än utan GD i våg 3. Justering för SUDs ändrade därför endast marginellt sambandet mellan ADHD och GD i våg 1, men minskade denna association i våg 3 (från OR = 2.56 till OR = 2.08). Medelpoängen för var och en av de sex ADHD-objekten var högre hos deltagare med GD vid vågorna 1 och 3, även om detta inte var signifikant högre för det andra objektet i ADHD-hyperaktivitetsunderskalan ("driven av en motor"; tabell) 2). Både poängen för uppmärksamhet och subaktivitet i undervärden var tvärsnitt associerade med GD i vågorna 1 och 3, men skillnader mellan deltagare med och utan GD var mer uttalade för underskalan för ouppmärksamhet (se tabell 2). När båda underskalorna ingick i en regressionsmodell med GD som utfall, var endast ouppmärksamhet signifikant associerad med GD (tabell 2) i båda vågorna.

TABELL 1

Tabell 1. Provstatistik och tvärsnittsassociationer mellan spelstörning och ADHD.

TABELL 2

Tabell 2. Skillnader i medel för individuella ADHD-objekt och ADHD-underskalor bland deltagare med och utan spelstörning.

Longitudinella föreningar

Deltagare med GD vid våg 1 var mer benägna att visa ADHD vid våg 3, och deltagare med ADHD vid våg 1 var mer benägna att visa GD vid våg 3 (tabell 3). Dessa föreningar testades med användning av en ARCL-modell (figur 1), vilket visade att GD och ADHD hade betydande dubbelriktade longitudinella föreningar, även när man överväger autokorrelation av samma mått över tid och korrelation mellan GD och ADHD vid samma tidpunkt. Koefficienten för ADHD vid vågen 1 på GD vid vågen 3 var liknande (standardiserad probit = 0.066 [0.023, 0.109]; p = 0.003; motsvarande en OR av 1.72) till koefficienten för GD vid vågen 1 på ADHD vid vågen 3 (standardiserad probit = 0.058 [0.013, 0.102]; p = 0.011; motsvarande en OR av 1.47). Justeringar för SUD hade endast en mindre inverkan på de korslagda banorna (koefficienter som inte var justerade för SUD var 0.078 och 0.057, resultat visas inte).

TABELL 3

Tabell 3. Prevalens och poäng av spelstörning och ADHD i våg 3 som en funktion av spelstörning och ADHD-status vid våg 1.

BILD 1

Figur 1. Autoregressiv korslagrad modell mellan binära åtgärder för spelstörning och ADHD. Alla vägar som visas är betydelsefulla vid p <.05 nivå. WLSMV var uppskattaren som användes. Koefficienter är standardiserade probit. Justerad för ålders-, språk- och substansanvändningsstörningar vid våg 1. ADHD, hyperaktivitetsstörning.

När det gäller longitudinella föreningar mellan ADHD-underskalningsresultat och GD-poäng visade ARCL inklusive GD-poäng och ADHD-uppmärksamhet och subaktivitet för hyperaktivitet endast signifikant (särskilt dubbelriktad; se figur 2) föreningar mellan GD-poäng och ADHD-uppmärksamhetsunderskala (standardiserad Beta från ouppmärksamhet vid ålder 20 till GD-poäng vid ålder 25: 0.090 [0.056, 0.124]; p <0.001; från GD-poäng vid 20 års ålder till ouppmärksamhet vid 25 års ålder: 0.044 [0.016, 0.071]; p = 0.002). ADHD-hyperaktivitetsunderskalan visade inga signifikanta longitudinella föreningar med GD-poäng (standardiserad Beta från hyperaktivitet vid ålder 20 till GD-poäng vid ålder 25: −0.025 [−0.054, 0.005]; p = 0.102; från GD-poäng vid ålder 20 till hyperaktivitet vid ålder 25: 0.004 [−0.023, 0.031]; p =

BILD 2

Figur 2. Autoregressiv korslagrad modell mellan kontinuerliga mått på spelstörning och underskalorna för ADHD med uppmärksamhet och hyperaktivitet. GD, spelstörning; Inatt, ouppmärksamhet; Hyper, hyperaktivitet. Endast betydande (p <.05) koefficienter visas. Vägar i grått uppskattades men var inte signifikanta. MLR var den uppskattning som användes. Koefficienter är standardiserad beta. Justerad för ålders-, språk- och substansanvändningsstörningar vid våg 1.

Resultat hos deltagare med komorbid GD och ADHD

Som visas i tabellen 3var förekomsten av GD vid våg 3 ​​högst hos deltagare med GD och ADHD vid våg 1 (32.3%), följt av de med GD endast vid våg 1 (20.4%) och sedan de med ADHD endast vid våg 1 (8.0%) . Dessa visade fortfarande GD något oftare än deltagare med varken GD eller ADHD vid våg 1 (4.6%). Således var ADHD endast vid våg 1 associerat med högre frekvenser av GD i våg 3 ​​jämfört med deltagare med varken GD eller ADHD vid våg 1 [ojusterad ELLER = 1.81 [1.10, 3.00]; efter justering för ålder, språk och SUD var koefficienten (OR = 1.60 [0.95, 2.69]) strax under signifikansnivån]. Vidare var GD vid våg 1 mer sannolikt att kvarstå till våg 3 ​​bland deltagare med ADHD och GD vid våg 1 än bland deltagare med GD endast vid våg 1 (den ojusterade koefficienten var 1.87 [1.05, 3.32], dock efter justering för ålder , språk och SUD var den resulterande koefficienten strax under signifikans: OR = 1.73 [0.96, 3.12]). Å andra sidan, även om GD vid våg 1 var associerad med nytt inträffande av ADHD i våg 3 ​​(9.1% jämfört med 5.7% i referensgruppen: ELLER = 1.63 [1.12, 2.36]), var ADHD inte mer ihållande i våg 3 bland deltagare med GD och ADHD vid våg 1 (33.8%) jämfört med deltagare med ADHD endast vid våg 1 (35.1%; justerad ELLER = 0.92 [0.51, 1.66]). Slutligen var kombinationen av ADHD och GD i våg 3 ​​vanligast (10.8%) bland deltagare som redan hade ADHD och GD i våg 1, men den här kombinationens uthållighet (10.8%) var inte särskilt hög.

Deltagarna med en kombination av GD och ADHD vid våg 1 hade de värsta poängen för alla andra uppmätta resultat (tabell 4): högsta poäng på major depression, lägsta poäng för mental hälsa och livstillfredsställelse och högsta frekvens av dålig prestanda på jobbet eller skolan. Deltagare med ADHD endast vid våg 1 hade något bättre resultat än de med GD och ADHD vid våg 1; deltagare med GD endast vid våg 1 var ännu bättre (även om inte alla koefficienter var signifikanta), och de med varken GD eller ADHD vid våg 1 hade de mest positiva andra resultaten.

TABELL 4

Tabell 4. Poäng för major depression, mental hälsa, livstillfredsställelse och dålig prestanda på jobbet / skolan som en funktion av spelstörning och ADHD-status vid våg 1.

Diskussion

Denna studie syftade till att undersöka sambandet mellan (GD) och ADHD (ADHD) i ett longitudinellt urval av unga schweiziska män. Vid båda mätpunkter var GD betydligt mer frekvent (ELLER våg 1: 3.21 [2.39, 4.32]; ELLER våg 3: 2.56 [1.86, 3.52]) bland deltagare med ADHD än bland dem utan ADHD. På samma sätt var ADHD oftare bland deltagare med GD än de utan GD. Dessa resultat överensstämmer väl med befintliga studier som visar tvärsnittsassociationer mellan GD och ADHD (8). Viktigare, vår studie identifierade också longitudinella föreningar i båda riktningarna: ADHD vid ålder 20 ökade risken för GD vid ålder 25, och GD vid ålder 20 ökade risken för ADHD vid 25 ålder. Hittills har endast få studier undersökt longitudinella föreningar (8) mellan ADHD och GD och, såvitt författarnas bästa veta, visade ingen studie ännu tvåriktad förening mellan ADHD och GD.

Flera teorier har föreslagits om de mekanismer som ligger till grund för associeringen mellan ADHD och spel. Speciellt kan spel optimalt stimulera individer med ADHD genom att ge en spännande aktivitet med omedelbara belöningar: det kan därför vara ett sätt att hantera symtomen på ADHD. Men eftersom spel ger exakt vad individer med ADHD kan föredra kan ofta exponering för en sådan potent stimulans i sin tur förstärka ADHD-symtom (29) och leder till mindre intresse för andra viktiga aktiviteter som arbete eller skola. Spel kan också ta upp en betydande del av en individs dag, vilket ytterligare minskar tiden som spenderas på andra aktiviteter som kan vara mindre problematiska för eller till och med positivt påverka ADHD-förloppet (27, 31). Dessa effekter av exponeringen för videospel kan till och med förstärkas om de kombineras med de dysfunktionella symtomen på GD, såsom upptagen eller besatthet av spel eller till och med abstinenssymtom när de inte kan spela. Det är emellertid viktigt att notera att ingen av dessa potentiella förklaringar för sambandet mellan GD och ADHD hittills har backats upp med tillräckliga bevis. Det finns helt klart mer forskning om mekanismen som kopplar GD och ADHD.

Ouppmärksamhet mot hyperaktivitet

Ytterligare ett fynd var att underskalorna för ouppmärksamhet och hyperaktivitet för ADHD också visade betydande tvärsnittsassociationer med GD. Men om man gemensamt ingick i en regressionsmodell förblev endast ouppmärksamhet betydande, vilket indikerar att kopplingen mellan ADHD och GD huvudsakligen kan redovisas av denna variabel. På liknande sätt visade ARCL-modellen som använde både de kontinuerliga ADHD-underskalorna och GD-poängen att länken mellan ADHD och GD (i båda riktningarna) dominerades av underskalan med uppmärksamhet, med longitudinella föreningar för underskalan för hyperaktivitet som inte var betydande (och till och med något negativ). Detta konstaterande överensstämmer med dem från en tidigare tvärsnittsstudie (26) av 205 vuxna, som fann att underskalan för hyperaktivitet inte var signifikant kopplad till GD. Panagiotidi (26) föreslog att en potentiell förklaring till kopplingen mellan underskalan för ADHD-uppmärksamhet och GD var att spel förbättrade den visuella uppmärksamheten och därför kunde individer med ADHD använda spel som en form av självmedicinering för att de försämrade deras uppmärksamhet. Å andra sidan en studie av små barn (27) fann att underskalan med hyperaktivitet var starkt associerad med GD bland pojkar, medan underskalan med uppmärksamhet var starkare associerad med GD bland flickor. Det faktum att detta prov var mycket yngre (medelålder 5.8 år) och frågeformulärerna därför fylldes ut av sina föräldrar gör dessa resultat svåra att jämföra med våra. Lopez et al. (48) rapporterade också att missbruksproblem, som kan dela vissa mekanismer med beteendemissbruk, var mer frekventa hos individer med den kombinerade underuppmärksamhets- och hyperaktivitetsundertypen än i de med den övervägande ouppmärksam subtypen. Det krävs verkligen mer forskning om kopplingen av ADHD-komponenter till GD.

Resultat av deltagare med GD och ADHD

Den nuvarande studien testade om individer med GD och ADHD vid 20 ålder hade sämre resultat vid 25 ålder än individer med endast GD eller endast ADHD. Våra resultat indikerar att GD kan ha varit mer ihållande (dvs närvarande i vågorna 1 och 3) bland individer som också hade ADHD vid ålder 20 än bland de med bara GD vid ålder 20, men koefficienten i vår studie var precis under betydelsen efter justering för SUD, vilket indikerar att andra faktorer förutom ADHD också kan påverka persistensen av GD. Detta är i linje med liknande bevis från SUD: s fält som visar att ADHD kan ha en negativ inverkan på förloppet av dessa störningar, dvs individer med ADHD kan lättare bli beroende och ha lägre remissionstal (15). Den nuvarande studien antyder att detta inte bara är fallet för SUD utan också för resultat som GD. ADHD var emellertid inte mer beständig bland deltagare med comorbid GD och ADHD vid 20 ålder än bland deltagare med ADHD endast vid 20 ålder. Detta indikerar att GD inte kanske negativt påverkar förloppet med redan existerande ADHD.

Vid 25-ålder hade deltagare med både ADHD och GD vid 20-åldern de värsta resultaten på alla andra skalor som uppmättes - SF-12-poäng för mentalhälsa, poäng för större depression, livstillfredsställelse och dålig prestanda på jobbet eller skolan. Deltagare som bara hade ADHD vid 20-åldern hade de näst värsta resultaten. Deltagare som bara hade GD vid 20 ålder hade något bättre resultat vid 25 ålder än de med endast ADHD vid 20 ålder. Deltagare som varken hade ADHD eller GD vid 20 ålder hade de bästa andra resultaten. Skillnaderna i andra utfall mellan deltagare med GD och ADHD vid 20 ålder och de med endast ADHD var emellertid relativt små och endast signifikanta för poäng med större depression. Det fanns emellertid relativt få fall med både GD och ADHD vid våg 1.

Ändå ger våra resultat bevis på att individer med GD och ADHD kan ha sämre resultat än individer som bara har GD eller som bara har ADHD. De antyder också att GD är mer än bara ett symptom eller korrelat av ADHD, eftersom det är förknippat med sämre resultat även hos individer med ADHD. GD bör därför betraktas som ett potentiellt allvarligt tillstånd, och individer med komorbid ADHD och GD kan kräva särskild hänsyn.

Begränsningar

Vårt urval bestod endast av unga schweiziska män i ett begränsat åldersintervall. Således kanske våra resultat inte kan generaliseras för andra populationer. Sammantaget, även om koefficienterna för longitudinella samband mellan GD och ADHD var signifikanta, var de relativt små. De förblev dock relativt oförändrade, även när de justerades för potentiellt förvirrande variabler som SUD. Instrumentet som används för att mäta GD skilde sig något mellan vågorna 1 och 3, eftersom Game Addiction Scale utvidgades i vågorna 1 och 2 för att bedöma internetberoende också. Detta korrigerades delvis genom att sätta instrumentets poäng till 0 för deltagare som spelade videospel mindre än veckovis. Sammantaget låg små skillnader i prevalens i förväntad riktning (lägre prevalens med ökande ålder), och konsekventa resultat indikerade att effekterna av skillnaderna i formulering mellan instrumenten var små. Av rymdskäl använde vi den korta sex-artikeln screenerversionen av Adult ADHD Self-Report Scale, bestående av endast fyra objekt för ouppmärksamhet och två för hyperaktivitet. Ytterligare forskning med längre ADHD-skalor, vilket möjliggör bättre differentiering av undertyper, krävs verkligen.

Slutsats

Den aktuella studien ökar befintliga bevis på att GD kan vara förknippat med allvarliga negativa mentala hälsoutfall genom att tillhandahålla bevis för att GD och vuxen ADHD har dubbelriktad longitudinell förening, dvs. var och en ökar risken för den andra. Detta antyder också möjligheten att de två störningarna kan stärka varandra, dvs orsaka en ond cirkel (49): tidig ADHD kan underlätta utvecklingen av GD, vilket i sin tur kan med tiden förvärra ADHD, vilket igen kan förvärra GD. Vidare visade vi att dessa dubbelriktade föreningar berodde mer på underskalan med uppmärksamhet vid ADHD än på dess underskala för hyperaktivitet, som inte var oberoende associerad med GD. Ungdomar med GD och ADHD kan ha sämre resultat än individer som bara har en av de två störningarna, och de kan därför behöva särskild hänsyn tas till. Därför bör personer med antingen ADHD eller GD screenas för den andra störningen. Effektiva behandlingar för ADHD kan förhindra uppkomsten av GD (49), till exempel integrerad kognitiv beteendeterapi som används i behandlingen för ADHD och komorbida SUD (50). Förebyggande åtgärder för att främja en mer lämplig användning av datorspel av personer med nuvarande ADHD kan vara till hjälp. Individer med en underuppmärksam ADHD-subtyp kan behöva särskild uppmärksamhet när det gäller deras spelaktiviteter.

Författarbidrag

SM analyserade uppgifterna och skrev uppsatsen. GG och JS utformade studien. GG, JS och VG hjälpte till med dataanalys och kommenterade tidigare versioner av manuskriptet.

Finansiering

Denna studie finansierades av Swiss National Science Foundation (FN 33CSC0-122679, FN 33CS30-139467 och FN 33CS30_148493).

Intresseanmälan

Författarna förklarar att forskningen genomfördes i avsaknad av kommersiella eller finansiella relationer som kan tolkas som en potentiell intressekonflikt.

Referensprojekt

  1. Van Rooij AJ, Kuss DJ, Griffiths MD, Shorter GW, Schoenmakers TM, Van De Mheen D. (sam-) förekomsten av problematisk videospel, substansanvändning och psykosociala problem hos ungdomar. J Behav Addict. (2014) 3: 157 – 65. doi: 10.1556 / JBA.3.2014.013

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Griffiths MD, Király O, Pontes HM, Demetrovics Z. En översikt över problematisk spel. I: Aboujaoude E, Starcevic V, Redaktörer. Mental hälsa i den digitala tidsåldern: gravfaror, stort löfte. New York, NY: Oxford University Press (2015). s. 27-45.

Google Scholar

  1. Müller K, Janikian M, Dreier M, Wölfling K, Beutel M, Tzavara C, et al. Regelbundet spelbeteende och störning på internet hos europeiska ungdomar: resultat från en representativ gränsöverskridande undersökning av prevalens, prediktorer och psykopatologiska korrelat. Eur Child Adolesc Psychiatry (2015) 24:565–74. doi: 10.1007/s00787-014-0611-2

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Mihara S, Higuchi S. Tvärsnitt och longitudinella epidemiologiska studier av I nternet-spelsjukdom: en systematisk översyn av litteraturen. Psykiatri Clin Neurosci. (2017) 71: 425 – 44. doi: 10.1111 / pcn.12532

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Saunders JB, Hao W, Long J, King DL, Mann K, Fauth-Bühler M, et al. Spelstörning: Dess avgränsning som ett viktigt villkor för diagnos, hantering och förebyggande. J Behav Addict. (2017) 6: 271-9. doi: 10.1556 / 2006.6.2017.039

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Andreassen CS, Billieux J, Griffiths MD, Kuss DJ, Demetrovics Z, Mazzoni E, et al. Förhållandet mellan beroendeframkallande användning av sociala medier och videospel och symtom på psykiatriska störningar: en storskalig tvärsnittsstudie. Psychol Addict Behav. (2016) 30: 252 – 62. doi: 10.1037 / adb0000160

CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Lemmens JS, Valkenburg PM, Peter J. Utveckling och validering av en spelberoende skala för ungdomar. Media Psychol. (2009) 12: 77-95. doi: 10.1080 / 15213260802669458

CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. González-Bueso V, Santamaría JJ, Fernández D, Merino L, Montero E, Ribas J. Förening mellan internetspelstörning eller patologisk videospel och komorbid psykopatologi: en omfattande granskning. Int J Environmental Res Public Health. (2018) 15: E668. doi: 10.3390 / ijerph15040668

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Marmet S, Studer J, Rougemont-Bücking A, Gmel G. Latenta profiler av familjebakgrund, personlighets- och mentalhälsofaktorer och deras koppling till beteendemissbruk och missbruksstörningar hos unga schweiziska män. Eur psykiatri (2018) 52: 76 – 84. doi: 10.1016 / j.eurpsy.2018.04.003

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Kardefelt-Winther D, Heeren A, Schimmenti A, van Rooij A, Maurage P, Carras M, et al. Hur kan vi föreställa beteendemissbruk utan att patologisera vanliga beteenden? Addiction (2017) 112: 1709-15. doi: 10.1111 / add.13763

CrossRef Full Text

  1. Griffiths MD, Van Rooij AJ, Kardefelt-Winther D, Starcevic V, Király O, Pallesen S, et al. Arbeta för en internationell konsensus om kriterier för att utvärdera Internet Gaming Disorder: en kritisk kommentar till Petry et al. (2014). Addiction (2016) 111: 167-75. doi: 10.1111 / add.13057

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Aarseth E, Bean AM, Boonen H, Colder Carras M, Coulson M, Das D, et al. Forskares öppna debattdokument om förslaget från Världshälsoorganisationen ICD-11 Gaming Disorder. J Behav Addict. (2017) 6: 267-70. doi: 10.1556 / 2006.5.2016.088

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. American Psychiatric Association. Diagnostisk och statistisk handbok för mentala störningar. 5th ed. Washington, DC: Författare: American Psychiatric Publishing (2013).

Google Scholar

  1. Världshälsoorganisationen. Frågor och svar om spelstörningar 2018 Finns online på: http://www.who.int/features/qa/gaming-disorder/en/
  2. Ginsberg Y, Quintero J, Anand E, Casillas M, Upadhyaya HP. Underdiagnos av uppmärksamhetsunderskott / hyperaktivitetsstörning hos vuxna patienter: en genomgång av litteraturen. Prim Care Companion CNS Disord. (2014) 16:PCC.13r01600. doi: 10.4088/PCC.13r01600

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Estevez N, Eich-Hochli D, Dey M, Gmel G, Studer J, Mohler-Kuo M. Prevalens av och tillhörande faktorer för vuxen uppmärksamhet underskott hyperaktivitet störning hos unga schweiziska män. PLoS ONE (2014) 9: e89298. doi: 10.1371 / journal.pone.0089298

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Kessler RC, Adler L, Barkley R, Biederman J, Conners CK, Demler O, et al. Förekomsten och korrelationerna av ADHD för vuxna i USA: resultat från National Comorbidity Survey Replication. Am J Psykiatri (2006) 163: 716 – 23. doi: 10.1176 / ajp.2006.163.4.716

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Miller TW, Nigg JT, Faraone SV. Komorbiditet i axel I och II hos vuxna med ADHD. J Abnorm Psychol. (2007) 116:519–28. doi: 10.1037/0021-843X.116.3.519

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Fayyad J, De Graaf R, Kessler R, Alonso J, Angermeyer M, Demyttenaere K, et al. Gränsöverskridande prevalens och korrelationer av hyperaktivitetsstörningar hos vuxna. Br J Psykiatri (2007) 190: 402 – 9. doi: 10.1192 / bjp.bp.106.034389

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Kolla NJ, van der Maas M, Toplak ME, Erickson PG, Mann RE, Seeley J, et al. Symptomsprofiler för hyperaktivitetsstörningar hos vuxna och samtidig problem med alkohol och cannabis: könsskillnader i en representativ, befolkningsundersökning. BMC psykiatri (2016) 16:50. doi: 10.1186/s12888-016-0746-4

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Gudjonsson GH, Sigurdsson JF, Smari J, Young S. Förhållandet mellan tillfredsställelse med livet, ADHD-symtom och tillhörande problem bland universitetsstudenter. J Atten Disord. (2009) 12: 507-15. doi: 10.1177 / 1087054708323018

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Starcevic V, Khazaal Y. Förhållanden mellan beteendemissbruk och psykiatriska störningar: vad är känt och vad finns det ännu att lära sig? Främre psykiatri (2017) 8: 53. doi: 10.3389 / fpsyt.2017.00053

CrossRef Full Text

  1. Gentile DA, Choo H, Liau A, Sim T, Li D, Fung D, et al. Patologisk videospelanvändning bland ungdomar: en tvåårig longitudinell studie. Pediatrik (2011) 127:e319–29. doi: 10.1542/peds.2010-1353

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Wartberg L, Kriston L, Zieglmeier M, Lincoln T, Kammerl R. En longitudinell studie om psykosociala orsaker och konsekvenser av internet-spelsjukdom i tonåren. Psychol Med. (2018). doi: 10.1017 / S003329171800082X. [Epub före tryck].

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Peeters M, Koning I, van den Eijnden R. Förutsägelse av symtom på internet-spelsjukdom hos unga ungdomar: en ett års uppföljningsstudie. Beräkna Hum Behav. (2018) 80: 255-61. doi: 10.1016 / j.chb.2017.11.008

CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Panagiotidi M. Problematiska videospel och ADHD-egenskaper hos en vuxen befolkning. Cyberpsychol Behav Soc Netw. (2017) 20: 292 – 5. doi: 10.1089 / cyber.2016.0676

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Paulus FW, Sinzig J, Mayer H, Weber M, von Gontard A. Datorspelstörning och ADHD hos små barn - en befolkningsbaserad studie. Int J ment Health Addict. (2017) 16:1193–207. doi: 10.1007/s11469-017-9841-0

CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Park JH, Lee YS, Sohn JH, Han DH. Effektivitet av atomoxetin och metylfenidat för problematisk onlinespel hos ungdomar med hyperaktivitetsstörningar i uppmärksamhetsunderskott. Hum Psychopharmacol. (2016) 31: 427 – 32. doi: 10.1002 / hup.2559

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Weiss MD, Baer S, Allan BA, Saran K, Schibuk H. Skärmskulturen: påverkan på ADHD. Atten Defic Hyperact Disord. (2011) 3:327–34. doi: 10.1007/s12402-011-0065-z

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Swing EL, Gentile DA, Anderson CA, Walsh DA. TV- och videospelspel och utveckling av uppmärksamhetsproblem. Pediatrik (2010) 126:214–21. doi: 10.1542/peds.2009-1508

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Gentile DA, Swing EL, Lim CG, Khoo A. Videospel, uppmärksamhetsproblem och impulsivitet: Bevis på dubbelriktad kausalitet. Psychol Pop Media Cult. (2012) 1: 62 – 70. doi: 10.1037 / a0026969

CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Gmel G, Akre C, Astudillo M, Bähler C, Baggio S, Bertholet N, et al. Den schweiziska kohortstudien om riskfaktorer för substansanvändning - fynd av två vågor Sucht (2015) 61:251–62. doi: 10.1024/0939-5911.a000380

CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Studer J, Baggio S, Mohler-Kuo M, Dermota P, Gaume J, Bertholet N, et al. Undersökning av icke-svar förspänning i ämnesanvändningsforskning - Är sent respondenter fullmakter för icke-svarande? Drogalkohol Beroende. (2013) 132: 316 – 23. doi: 10.1016 / j.drugalcdep.2013.02.029

CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Kessler RC, Adler L, Ames M, Demler O, Faraone S, Hiripi E, et al. Världshälsoorganisationens vuxna ADHD självrapport skala (ASRS): en kort screening skala för användning i den allmänna befolkningen. Psychol Med. (2005) 35: 245 – 56. doi: 10.1017 / S0033291704002892

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. American Psychiatric Association. Diagnostisk och statistisk handbok för mentala störningar. 4th ed. Washington, DC: American Psychiatric Association (1994).

Google Scholar

  1. Grant BF, Dawson DA, Stinson FS, Chou PS, Kay W, Pickering R. Alkoholanvändningsstörningen och tillhörande funktionsnedsättningar Intervju Schema-IV (AUDADIS-IV): tillförlitlighet av alkoholkonsumtion, tobaksbruk, familjehistoria av depression och psykiatrisk diagnostik moduler i ett allmänt populationsprov. Drogalkohol Beroende. (2003) 71:7–16. doi: 10.1016/S0376-8716(03)00070-X

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Knight JR, Wechsler H, Kuo M, Seibring M, Weitzman ER, Schuckit MA. Alkoholmissbruk och beroende bland amerikanska högskolestudenter. J Stud Alkohol (2002) 63: 263 – 70. doi: 10.15288 / jsa.2002.63.263

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Annaheim B, Scotto TJ, Gmel G. Revidering av Cannabis Use Disorders Identification Test (CUDIT) med hjälp av artikelresponssteori. Int J Methods Psychiatr Res. (2010) 19: 142 – 55. doi: 10.1002 / mpr.308

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Adamson SJ, Sellman JD. Ett prototypscreeningsinstrument för störning av cannabisbruk: Cannudis Use Disorders Identification Test (CUDIT) i ett alkoholberoende kliniskt prov. Drug Alcohol Rev. (2003) 22: 309-15. doi: 10.1080 / 0959523031000154454

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Heatherton TF, Kozlowski LT, Frecker RC, Fagerstrom KO. Fagerström-testet för nikotintillstånd: en översyn av Fagerströmtoleransfrågeformuläret. Br J Addict. (1991) 86:1119–27. doi: 10.1111/j.1360-0443.1991.tb01879.x

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Bech P, Rasmussen NA, Olsen LR, Noerholm V, Abildgaard W. Känsligheten och specificiteten för inventeringen av stort depression, med hjälp av nuvarande tillståndsundersökning som index för diagnostisk giltighet. J Påverka Disord. (2001) 66:159–64. doi: 10.1016/S0165-0327(00)00309-8

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Ware JE, Kosinski M, Keller SD. Hur man betygsätter SF-12 Sammanfattningsskala för fysisk och mental hälsa. 2nd ed. Boston, MA: Health Institute, New England Medical Center (1995).
  2. Diener E, Emmons RA, Larsen RJ, Griffin S. Nöjdheten med livets skala. J Pers utvärdera. (1985) 49: 71 – 5. doi: 10.1207 / s15327752jpa4901_13

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Hibell B, Guttormsson U, Ahlström S, Balakireva O, Bjarnason T, Kokkevi A, et al. 2011 ESPAD-rapporten: ämnesanvändning bland elever i europeiska länder i 36: ESPAD (2012).
  2. Muthen LK, Muthen BO. Mplus version 8 användarhandbok. Muthen & Muthen; Los Angeles, Kalifornien 2017.
  3. Selig JP, Little TD. Autoregressiv och korslagrad panelanalys för longitudinell data. I: Laursen B, Little TD, Card NA, redaktörer. Handbok med utvecklingsmetoder. New York, NY: Guilford Press (2012). s. 265-78.

Google Scholar

  1. Muthén LK, Muthén B. Regressionsanalys, förklarande faktoranalys, bekräftande faktoranalys och strukturell ekvationsmodellering för kategoriska, censurerade och räknaresultat. Los Angeles: Mplus Short Courses (ämne 2). (2009).

Google Scholar

  1. Lopez R, Dauvilliers Y, Jaussent I, Billieux J, Bayard S. En flerdimensionell inställning av impulsivitet vid hyperaktivitetsstörning hos vuxna. Psykiatrisk Res. (2015) 227: 290-5. doi: 10.1016 / j.psychres.2015.03.023

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. Yen JY, Liu TL, Wang PW, Chen CS, Yen CF, Ko CH. Förening mellan olycksspelsstörning och uppmärksamhetsunderskott hos vuxna och hyperaktivitetsstörningar och deras korrelat: impulsivitet och fientlighet. Addict Behav. (2017) 64: 308 – 13. doi: 10.1016 / j.addbeh.2016.04.024

PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar

  1. van Emmerik-van Oortmerssen K, Vedel E, van den Brink W, Schoevers RA. Integrerad kognitiv beteendeterapi för patienter med substansanvändningsstörning och komorbid ADHD: två fallpresentationer. Addict Behav. (2015) 45: 214 – 7. doi: 10.1016 / j.addbeh.2015.01.040

CrossRef Full Text | Google Scholar