Front Psychol. 2018 Nov 21; 9: 2239. doi: 10.3389 / fpsyg.2018.02239.
Krossbakken E1, Pallesen S1, Mentzoni RA1, Kung DL2, Molde H3, Finserås TR3, Torsheim T1.
Abstrakt
mål: Videospelberoende har associerats med en rad mentala hälsovariabler. Det finns brist på longitudinella studier som undersöker sådana föreningar och studier som skiljer beroende spel från problem och engagerat (dvs. frekvent men icke-problem) spel. Den nuvarande explorativa studien undersöker det naturliga förloppet för spelbeteende i tre delstudier. Syftet med studie 1 var att undersöka antecedenter och konsekvenser av videospelberoende mätt som en endimensionell konstruktion (patologiskt spel). Syfte med studie 2 var att undersöka samma föreningar när det gäller typologier hos spelare ("engagerad", "problem", "beroende)". Vidare syftade studie 3 till att undersöka den uppskattade stabiliteten och övergångarna som inträffade mellan de ovan nämnda typologierna och en icke-patologisk spelgrupp.
Metoder: Ett nationellt representativt urval av 3,000 ungdomar i åldern 17.5 år hämtades från Norges befolkningsregister i 2012 och inbjöds att delta i årliga undersökningar som sträcker sig över 3 år (NT1 = 2,059, NT2 = 1,334, NT3 = 1,277). De svarande genomförde mått på videospelberoende, depression, ångest, ensamhet, aggression och alkoholanvändningssjukdom. Statistisk analys omfattade korslagrad banmodellering, Satorra-Bentler chi square test (studie 1), regressionsanalyser (studie 2), dold Markov-modell för övergångssannolikheter (studie 3).
Resultat: Fynd i studie 1 visade att depression och ensamhet var ömsesidigt förknippade med patologisk spel. Fysisk aggression identifierades som en föregångare, och ångest var en följd av patologisk spel. Undersökning av de tre typologierna för spelare (studie 2) identifierade ensamhet och fysisk aggression som föregångare och depression som en följd av alla typologier. Depression visade sig vara en föregångare av problem och engagerade spelare. Ensamhet upptäcktes som en följd av problemspelare, och ångest var en konsekvens av beroende spelare. Hög alkoholkonsumtion konstaterades som föregångare för beroende spelare, och låg alkoholkonsumtion konstaterades som föregångare för problemspelare. Den beräknade stabiliteten för videospelberoende var 35%.
Slutsats: Ett ömsesidigt förhållande mellan patologiskt spelande och åtgärder av mentala hälsoproblem verkar existera. Stabiliteten hos videospelavvikelse indikerar ett villkor som för ett stort antal personer inte löser sig spontant under 2-åren.
NYCKELORD: ungdomar; spelstörning; störning av internetspel; longitudinell studie; mental hälsa
PMID: 30519203
PMCID: PMC6258776
DOI: 10.3389 / fpsyg.2018.02239
Beskrivning
Att spela videospel är en vanlig tidsaktivitet bland ungdomar som för de flesta ger timmar av kul, utmaning, avkoppling och socialisering (Hoffman och Nadelson, 2010). Vissa individer rapporterar emellertid att de förlorar kontrollen över sitt spelbeteende, vilket resulterar i betydande funktionsnedsättningar och besvär. Begreppet videospel som en beroendeframkallande sjukdom inkluderades som ett villkor för ytterligare studier i den femte och senaste versionen av Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders (DSM-5) (American Psychiatric Association, 2013), benämnd "Internet Gaming Disorder (IGD)." På liknande sätt har "Gaming störning" inkluderats i 11th version av International Classification of Diseases (ICD-11) (World Health Organization, 2018). Kritiker av införandet av en diagnos för videospelberoende har dock hävdat att den nuvarande bevisbasen som motiverar en sådan diagnos inte är tillräcklig (Van Rooij och Kardefelt-Winther, 2017) och det finns fortfarande brist på studier som belyser sjukdomens naturliga förlopp (Petry och O'brien, 2013; Mihara och Higuchi, 2017). En viktig begränsning relaterad till större delen av den befintliga forskningen om spelstörning är att det huvudsakligen involverar tvärsnittsdesign. Longitudinella studier om detta ämne är få i antal (Gentile et al., 2011; Brunborg et al., 2014; Mihara och Higuchi, 2017), även om sådana studier kan hjälpa till att identifiera faktorer som är relaterade till den temporära ordningen för orsak och verkan, samt ge kunskap om temporär stabilitet i spelbeteendet. Det övergripande syftet med den nuvarande explorativa studien var att få en bred förståelse av den naturliga kursen för spelbeteende genom tre delstudier (studie1, study2, study3). Studera 1 konceptualiserade patologiska spel som en enhetlig enhet och undersökte korslagrade föreningar mellan patologisk spel och mental hälsa över tid. Studie 2 undersökte sambanden mellan mentalhälsa och spelkategorier med hjälp av ett typologiskt perspektiv för att ytterligare undersöka arten av de föreningar som hittades i studie 1. Studie 3 undersökte stabiliteten och banorna över tid och använde det typologiska perspektivet (engagerade, problem- och beroende spelare) som användes i studie 2.
Föregångare och konsekvenser av patologisk spel
Längsstudier kan undersöka om mentalhälsoproblem först och främst är prediktorer för spelstörningar, huruvida mentalhälsoproblem främst är konsekvenser av spelstörning, eller om förhållandet mellan mentalhälsoproblem och spelstörning är av tvärgående karaktär. Korslagda effekter uppskattar det ömsesidiga förhållandet mellan variabler över tid och beskriver deras ömsesidiga inflytande på varandra (Kearney, 2018). Således kan identifiering av korslagda effekter mellan mental hälsa och spelstörning belysa mekanismerna som är involverade i utveckling och underhåll av spelstörning. Även om det finns några få studier om den tvärgående föreningen mellan spelberoende och mental hälsa (Lemmens et al., 2011,b), det finns totalt sett en brist på kunskap om de korslagda föreningarna med spelstörning och olika psykiska hälsoproblem i stora och representativa prover.
Tidigare forskning har visat att spelstörning är förknippad med en mängd hälsorelaterade och sociala problem (Wittek et al., 2016; Bargeron och Hormes, 2017), såsom depression, ångest (Mentzoni et al., 2011; Bargeron och Hormes, 2017; Wartberg et al., 2017). ensamhet (Lemmens et al., 2011), alkoholanvändning (van Rooij et al., 2014) och aggression (Kim et al., 2008). En longitudinell studie identifierade både ångest och depression som konsekvenser av patologisk spel efter 2 år (Gentile et al., 2011) och två longitudinella studier identifierade depression, men inte ångest, som en följd av spelstörning efter en (van Rooij et al., 2011) och 2 år (Liau et al., 2015) respektive. När det gäller potentiella orsaker till spelstörning fann en studie att depressiva symtom inte förutspådde framtida spelproblem (Mößle och Rehbein, 2013). En holländsk longitudinell studie fann att ensamhet var både en föregångare och en följd av patologisk spel (Lemmens et al., 2011), vilket indikerar att ensamhet kan vara viktig både för utveckling och underhåll av spelberoende. Dessutom finns det flera tvärsnittsstudier med blandat bevis på sambandet mellan spelstörning, aggression och alkoholkonsumtion. Även om effekterna av våld i videospel på aggression verkligen diskuteras (Funk et al., 2004; Ferguson, 2015) det finns också fynd som tyder på att spelstörning, oavsett innehåll, kan öka aggression hos pojkar (Lemmens et al., 2011b), och att individer med aggressiva tendenser är mer benägna än sina motsvarigheter att utveckla patologisk spel (Kim et al., 2008). Vissa tvärsnittsstudier har visat att alkoholrelaterade problem och spelstörningar är associerade (Ko et al., 2008; van Rooij et al., 2014), andra studier har inte hittat en sådan förening (Brunborg et al., 2014; Kaess et al., 2017).
I flera studier verkar sex vara en robust förutsägare för videospel, eftersom män är mer benägna att engagera sig i videospel (Mentzoni et al., 2011; van Rooij et al., 2014; Yu och Cho, 2016) och att kategoriseras som problemspelare än kvinnor (Mentzoni et al., 2011; Brunborg et al., 2013; Yu och Cho, 2016; Milani et al., 2017). Det finns emellertid också studier som indikerar att könsskillnader inte är relevanta vad gäller antecedents och konsekvenser av spel (Lemmens et al., 2011; Brunborg et al., 2013). Det finns fortfarande behov av mer djupgående kunskap om sex som moderator i patogenesen av spelstörning (APA Task Force on Violent Media, 2015), och för longitudinell undersökning av sambandet mellan mental hälsa och spelstörning.
Studera xnumx
Korslagda förhållandet mellan mental hälsa och patologisk spel med hjälp av ett ojämnhetsperspektiv
Tidigare longitudinella studier har bedömt patologiskt spel som en oändimensionell konstruktion (Lemmens et al., 2011; Yu et al., 2015), där symtomen kollapsades och spelpatologin mättes på ett kontinuum som sträckte sig från låg till hög svårighetsgrad. En enhetlig konceptualisering av patologisk spel möjliggör utredning av tvärgående förhållanden mellan symtom på spelstörning och mental hälsa i en modell, vilket indikerar ömsesidigt samband mellan variablerna över tid (Jeon, 2015).
Mot denna bakgrund var syftet med den första studien att identifiera föregångare och konsekvenser, liksom könsskillnader, av videospelproblem. En unidimensionell konceptualisering av spelstörning som använts i tidigare studier (Lemmens et al., 2011; Andreassen et al., 2013), användes (benämnd "patologisk spel" i den aktuella studien). Vi förväntade oss hitta flera tvärlagda samband mellan mental hälsa och symtom på patologisk spel. På grund av den undersökande karaktären av denna studie och de blandade bevisen från tidigare studier undersöktes alla variabler (mental hälsa och patologisk spel) både som föregångare och som konsekvenser av patologisk spel.
Studera xnumx
Antecedences och konsekvenser av patologisk spel med hjälp av ett typologiskt perspektiv
Konceptualiseringen av spelstörning betonar funktionsnedsättning och psykologisk besvär för att särskilja störningen från stort engagemang i spel (Charlton och Danforth, 2007; Brunborg et al., 2013; Kardefelt-Winther et al., 2017). En forskningsutmaning inom detta område har varit att identifiera variabler som tydligt skiljer mellan spelengagemang och ohälsosamt spel (problem och störningar). Även om det har hävdats att engagemang (dvs. hälsosam användning av spel) främst innebär salience, tolerans och humörmodifiering (perifera kriterier), innebär spelstörning vanligtvis konflikt, tillbakadragande, återfall och problem på grund av spel (kärnberoende kriterier) (Charlton och Danforth, 2007; Brunborg et al., 2015) också. Spelproblem har vanligtvis definierats som tillfredsställande av vissa, men inte alla kärnberoende kriterier (Brunborg et al., 2013; Wittek et al., 2016).
Att använda ett typologiskt perspektiv möjliggör utredning av om det finns några likheter eller skillnader mellan "beroende spelare", "problemspelare" och "engagerade spelare." I linje med en sådan distinktion fann en studie att spelengagemang var svagare associerat med mental hälsa resultat än beroende (Loton et al., 2016) och andra studier har rapporterat att det inte finns något samband mellan engagemang i videospel och psykiska hälsoproblem (Brunborg et al., 2013, 2014). Identifiering av sådana distinktioner kan vara relevant för ytterligare förståelse av den naturliga utvecklingen av spelstörningar och utveckling av kliniska utvärderingsverktyg, behandlings- och förebyggande strategier. Så vitt vi vet finns det ingen tidigare studie som undersöker samband mellan mental hälsa och typologier av olika spelbeteenden i ett stort representativt urval av ungdomar i längdriktningen.
Syftet med Study 2 var således att undersöka antecedents och konsekvenser av de tre typologierna (beroende, problem och engagerade) av spelare över tid. Vi förväntade oss att hitta ett större antal antecedents och ett större antal konsekvenser förknippade med "beroende spelare" än för "problemspelare" och "engagerade spelare." På grund av den undersökande karaktären av denna studie och bristen på tidigare studier undersöker olika spelbeteenden med hjälp av en typologisk metod, alla variabler (mental hälsa och spel) undersöktes både som föregångare och konsekvenser.
Studera xnumx
Temporal stabilitet och utvecklingsbanor med ett typologiskt perspektiv
Förutom undersökning av orsaker och konsekvenser ger longitudinella studier möjligheten att undersöka stabiliteten hos ett tillstånd över tid. Spelstörningens temporära stabilitet ger en indikation på om störningen är ett kortvarigt problem som löser spontant, till exempel på grund av mognad, eller om tillståndet är ganska beständigt. Hittills har resultat från studier som undersökt stabiliteten hos spelstörningar blandats. En studie fann en hög temporär stabilitet på 84% efter 2 år (Gentile et al., 2011), medan en annan fann att 50% av tunga onlinespelare med symptom på spelstörningar förblev stabila efter 1 år (van Rooij et al., 2011). Andra studier har rapporterat stabiliteter så låga som 2.8% efter 1 år (Rothmund et al., 2018) och <1% efter 2 år (Strittmatter et al., 2016). Så vitt vi vet finns det ingen studie om utvecklingsbanorna för olika typologier hos spelare över tid. Följaktligen har banor mellan "beroende spelare", "problemspelare", "engagerade spelare" och normala / icke-spelare tidigare inte undersökts, även om detta kan kasta viktigt ljus på utvecklingsmönster relaterade till spelbeteende.
Därför var syftet med studien 3 att undersöka den temporära stabiliteten hos "beroende spelare" och övergångarna som inträffade mellan "problemspelare", "beroende spelare" och "engagerade spelare" över tid.
Metoder
Förfarande och prov
Alla tre studierna använde data från samma stora longitudinella undersökning av spel, spel och drogbeteende hos ungdomar. Ett nationellt representativt urval av 3,000 ungdomar (50% kvinnlig) i åldern 17.5 år hämtades från det norska befolkningsregistret i 2012 (Wave 1). Ungdomarna informerades om syftet med studien, att all information skulle behandlas konfidentiellt och att data endast skulle användas för forskningsändamål. Skriftligt informerat samtycke erhölls från alla deltagare. Förälders samtycke krävdes inte på grund av att ungdomarna var över 16. Alla som svarade på Wave 1 fick årliga uppföljningsundersökningar per post (2013 och 2014) med upp till två påminnelser för varje våg. Undersökningen kan besvaras på papper och returneras via ett inkluderat förbetalt kuvert eller besvaras online. Alla deltagare fick ett presentkort till ett värde av 200 NOK (~ 18 UK £) efter avslutad varje våg. Studien, inklusive ovannämnda samtyckesförfarande, godkändes av Regional Committee for Medical and Health Research, Ethics, South East Region (projektnummer: 2012 / 914).
Data från alla tre vågorna (2012, 2013, 2014) användes i de tre studierna som ingår i det aktuella uppsatsen. Av 3,000 ungdomar som blev inbjudna i 2012, kunde 54 inte nås på grund av ogiltiga adresser, medan 23 inte kunde svara på grund av andra skäl som kognitiv funktionshinder, vilket minskade vårt prov till 2,923. I den första vågen svarade ungdomar på 2,059 (svarsfrekvens 70.4%, 53% kvinnlig). Fyra fall utesluts eftersom de var yngre än 17 år gamla, och fyra fall indikerade inte deras kön och utesluts. I den andra vågen svarade totalt 1,334 individer (retention rate 64.9%, kvinnlig 58.7%); och i den sista vågen svarade 1,277 (retention rate 62.1%, kvinnlig 61.7%).
Mått och instrument
Demografiska variabler
Frågeformuläret innehöll sociodemografiska frågor inklusive kön.
Gaming
Patologisk spel utvärderades med användning av Game Addiction Scale for Adolescents (GASA) (Lemmens et al., 2009). GASA innehåller sju artiklar uppmätta på en fempunktsskala med svaralternativ som sträcker sig från ”aldrig” (Hoffman och Nadelson, 2010) till "mycket ofta" (Petry och O'brien, 2013). En sammansatt poäng beräknades genom att lägga till poängen för varje objekt. Skalan har också använts för att skilja mellan engagerade, problem- och beroende spelare med hjälp av CORE 4-metoden (Brunborg et al., 2013, 2015; Wittek et al., 2016) genom att kategorisera de olika grupperna enligt Charlton och Danforths (2007) kriterier för missbruk och starkt engagemang (Charlton och Danforth, 2007). Respondenterna kategoriserades som ”beroende spelare” när alla fyra föremål som mäter kärnkriterierna för addictin (återfall, tillbakadragande, konflikt och problem på grund av spel) godkändes och som en “problemspelare” när två eller tre kriterier för missbruk godkändes. Ungdomar som godkände alla tre saker som ansågs vara perifera för missbruk (framträdande, tolerans och humörsförändring) och inte mer än ett av de viktigaste kriterierna för missbruk kategoriserades som ”engagerade spelare”. De återstående respondenterna utgjorde den icke-beroende / icke-problem / icke-engagerade kontrastgruppen (som också inkluderar icke-spelare). För att skilja mellan dimensionell användning av GASA och de tre typologierna kommer "patologiskt spel" i det följande att användas som term när man hänvisar till dimensionell användning av GASA, medan "engagerad spelare", "problemspelare" och "beroende spelare ”Används för det typologiska tillvägagångssättet. Cronbachs alfa för GASA vid de tre vågorna var 0.89, 0.90 respektive 0.90.
Ångest och depression
För att mäta symtom på ångest och depression sjukhusens ångest- och depressionskala (HADS) (Zigmond och Snaith, 1983administrerades. HADS bedömer icke-vegetativa symptom på depression och ångest med sju poster som bedömer ångest respektive depression. Alla artiklar besvaras på en fyrpunktsskala från 0 till 3. Högre poäng indikerar högre symtom. Cronbachs alfa för de tre vågorna var 0.76, 0.80 och 0.81 för ångest respektive 0.69, 0.73 respektive 0.76 för depression.
Ensamhet
För att mäta ensamhet administrerade vi Roberts UCLA Loneliness Scale (RULS) (Roberts et al., 1993). RULS innehåller åtta artiklar som bedömer ensamhet på en fyrpunktsskala som sträcker sig från ”aldrig” (Hoffman och Nadelson, 2010) till "ofta" (Van Rooij och Kardefelt-Winther, 2017). Respondenterna instrueras att ange i vilken utsträckning varje uttalande gäller dem. Cronbachs alfa för denna skala var 0.75, 0.81 och 0.80 vid vågorna 1–3.
Alkoholkonsumtion
Alkoholkonsumtion bedömdes med Alkohol Use Disorder Identification Test-Consumption (AUDIT-C) (Bush et al., 1998). AUDIT-C bedömer alkoholkonsumtion med tre objekt som bedömer frekvensen och kvantiteten av drickning på en fem-punktsskala från 0 till 4. Högre poäng på AUDIT-C indikerar högre alkoholkonsumtion. Cronbachs alfa för denna skala var 0.77, 0.71 och 0.67 vid vågorna 1–3.
Aggression
De fysiska och verbala aggressionens underskalor i Short Form Buss-Perry Aggression Questionnaire (BPAQ-SF) (Diamond och Magaletta, 2006) användes för att bedöma dessa konstruktioner. De fysiska och verbala underskalorna innehåller fyra och tre artiklar, var och en besvaras på en fempunktsskala som sträcker sig från "mycket olik mig" (0) till "väldigt gillar mig" (4). En hög poäng indikerar högre tendens till aggression. Vid vågorna 1 – 3 var Cronbach alphas 0.80, 76 och 0.78 för underskalorna för fysisk aggression och 0.66, 0.68 och 0.67 för underskalan för verbal aggression.
Statistiska analyser
Preliminär analys och slitsanalys utfördes med användning av SPSS, version 25 (Corp, 2017). För slitsanalys konstruerade vi en nominell variabel som återspeglar färdigställandet av alla 7 GASA-objekt (ja eller nej). Deltagande på alla vågor kategoriserades som 1, saknas endast vid T2 kategoriserades som 2, saknade vid T3 endast kategoriserades som 3, och saknade på både T2 och T3 kategoriserades som 4. Vi genomförde sedan en multinomial regressionsanalys med sex och följande åtgärder på T1 som antecedents: "patologisk spel", "beroende spelare," "problem spelare," "engagerad spelare," depression, ångest, ensamhet, verbal aggression, fysisk aggression och alkoholkonsumtion.
Ytterligare analys utfördes med användning av flergruppsanalysen i Mplus, version 7.4 (Muthén och Muthén, 2015).
Studera xnumx
I den första studien testades en korslagrad vägmodell med observerade indikatorer för att mäta den korslagda effekten av mentalhälsoutfall och spel över de tre vågorna (se figur â € <Figure1).1). Maximal sannolikhetsberäkning med robusta standardfel användes. För alla skalor beräknades sammansatta poäng. I denna analys användes den unidimensionella användningen av GASA och provet grupperades efter kön för att detektera möjliga könsskillnader. Patologiska spel- och mentalhälsovariabler (t.ex. depression) uppmätta samtidigt fick korrelera. Sökvägsanalys möjliggör utredning av teoretiska antaganden systematiskt, och vi ville validera modellens teoretiska antaganden genom att jämföra den första modellen med alternativa modeller med begränsningar. Fyra nya modeller testades med en av följande begränsningar: "inga konsekvenser av spel" (M1) "inga antecedent för spel" (M2), "tidsekvivalens" (M3) och "sexekvivalens" (M4).
Korslagrad vägmodellering av patologisk spel (GASA) mot mentalhälsovariabler (resultatmått).
I de begränsade modellerna för inga konsekvenser av spel, effekter av spel på resultatvariablerna (sökväg a och sökväg b) sattes till noll. I de begränsade modellerna av inga föregångare med spel, effekterna av utfallsvariabeln på spel (väg c och väg d) begränsades till noll.
Tidsekvivalens begränsades genom att ställa in alla effekter av spel- och resultatvariablerna till att vara lika mellan alla mått (väg a = sökväg b, sökväg c = sökväg d), begränsande av alla tidseffekter. I modellerna med könsekvivalens, effekter av kön inkluderades inte i analysen.
De begränsade modellerna jämfördes med den obegränsade modellen med användning av Satorra-Bentler chi square test (Satorra och Bentler, 2010), justerad med maximal sannolikhetsberäkning med robusta standardfel (MLR) skalningskorrigeringsfaktor (Muthé och Muthén, 2018). Om antagandena för de begränsade modellerna inte överensstämde med uppgifterna skulle modellens anpassning försämras. Därför skulle ett betydande resultat på chi-square-testet antyda att den obegränsade modellen passade bättre med våra data än modellen med begränsade antaganden. Ett icke-signifikant resultat skulle indikera att den begränsade modellen passade uppgifterna lika mycket som den obegränsade modellen (Bryant och Satorra, 2012), vilket tyder på att den införda begränsningen skulle vara förenlig med uppgifterna.
Studera xnumx
För att testa förutsägelser för ett typologiperspektiv klassificerade vi spelstatus i fyra grupper: (1) Engagerade spelare, (2) Problemspelare, (3) Beroende spelare och (4) Icke-problem / icke-engagerade / icke-beroende kontrastgrupp (nedan kallad ”kontrastgrupp”) med hjälp av Core 4-metoden (Brunborg et al., 2015).
I en serie efterföljande regressionsmodeller undersökte vi om spelstatus förutspådde resultat av mental hälsa (hädanefter kallade ”konsekvenser”) och om mentalhälsoutfall förutspådde spelstatus (nedan kallat ”antecedents”). Eftersom spelstatus var en nominell variabel, användes multinomial regressionsanalys för att undersöka antecedenten av spelstatus. För att undersöka konsekvenserna av spelstatus kodades spelstatus napp och användes som oberoende variabler med mentala resultat som den beroende variabeln. Vi kontrollerade för kön, identifiering av typologi och poäng på föregående våg på resultatmåtten. Båda analyserna genomfördes i samma modell och analysen upprepades för varje resultatmått. Kategorier av spel- och resultatmätningar analyserades först med 1 års intervall (T1 – T2, T2 – T3) och sedan i en ny modell som undersöker effekterna under 2 år (T1 – T3). Resultaten av regressionsanalyserna kommer att diskuteras enligt resultaten i studie 1, för att ytterligare undersöka de identifierade sambanden mellan patologisk spel till mental hälsa över tid.
Studera xnumx
För att undersöka stabiliteten och banorna för beroende spelare, problemspelare och engagerade spelare, uppskattade vi en dold Markov-modell för övergångssannolikheter mellan de tre typologierna för spelare och kontrastgruppen. Dolda Markov-modeller används för att uppskatta övergångssannolikheter mellan kategoriska variabler för tidsserier. Observerade värden används för att uppskatta den underliggande och observerade Markov-processen, även känd som en Markov-kedja, som bygger på antagandet att sannolikheten för ett aktuellt tillstånd är beroende av det tidigare tillståndet (Zucchini et al., 2016; Muthén och Muthén, 2017).
Resultat
Nötning
Av 2,055-deltagarna utesluts 21 på grund av saknade objekt på GASA på Wave 1. Av de återstående deltagarna deltog 999 på alla vågor; 256 saknades vid Wave 2, 309 saknades vid Wave 3, och 470 saknades vid både Waves 2 och 3. Generellt sett var prediktorer för att saknas svaga med några få undantag. Att försvinna vid Wave 3 förutsades av att vara manlig (OR = 0.52, p = 0.001) och genom högre alkoholkonsumtion (OR = 1.10, p = 0.01). Att försvinna vid Waves 2 och 3 förutsades också genom att vara manlig (OR = 0.31, p = 0.00) och högre alkoholkonsumtion (OR = 1.08, p = 0.01), och även genom att vara beroende spelare (OR = 4.58, p =
Studera xnumx
Föregångare och konsekvenser av patologisk spel
Resultaten av sambandet mellan patologisk spel och hälsoresultat i den obegränsade modellen redovisas i tabell â € <Table11.
Tabell 1
En korslagd vägmodell av föregångarna och konsekvenserna av spelproblem.
| Standardiserad beta | Modell passform | |||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Bana A | Bana B | Bana C | Bana D | χ2 (df = 8) | CFI | TLI | RMSEA | SRMR | n | |
| DEPRESSION | ||||||||||
| Pojkar | 0.14** | 0.07 | 0.03 | 0.01 | 115.33 | 0.907 | 0.674 | 0.114 | 0.050 | 963 |
| Flickor | 0.13*** | 0.12** | 0.11** | 0.12** | 1,088 | |||||
| ÅNGEST | ||||||||||
| Pojkar | 0.11* | 0.07 | 0.03 | -0.02 | 93.93 | 0.936 | 0.776 | 0.102 | 0.042 | 963 |
| Flickor | 0.07* | 0.07* | 0.05 | 0.05 | 1,088 | |||||
| ENSAMHET | ||||||||||
| Pojkar | 0.07 | 0.05 | 0.04 | 0.01 | 92.47 | 0.933 | 0.767 | 0.101 | 0.044 | 962 |
| Flickor | 0.07 | 0.08 | 0.10* | 0.08* | 1,088 | |||||
| ALKOHOL | ||||||||||
| Pojkar | -0.03 | -0.05 | -0.05 | -0.06 | 76.62 | 0.938 | 0.784 | 0.091 | 0.038 | 963 |
| Flickor | 0.01 | 0.01 | -0.001 | -0.04 | 1,087 | |||||
| VERBAL AGGRESSION | ||||||||||
| Pojkar | 0.09* | 0.02 | 0.04 | -0.04 | 103.73 | 0.923 | 0.730 | 0.108 | 0.043 | 963 |
| Flickor | 0.03 | 0.03 | 0.02 | -0.003 | 1,088 | |||||
| FYSISK AGGRESSION | ||||||||||
| Pojkar | 0.05 | -0.03 | 0.05 | 0.05 | 87.91 | 0.938 | 0.782 | 0.099 | 0.040 | 963 |
| Flickor | 0.04 | 0.06 | 0.08* | 0.05 | 1,088 | |||||
Mental hälsa som konsekvenser av spel testades i väg A och väg B, medan mentalhälsa som antecedenter av spel testades i väg C och väg D.
Resultat från Satorra-Bentler-testet av skillnader i chi-kvadrat mellan obegränsade vägmodell och de begränsade modellerna (se bilaga A.D för tabeller) redovisas i tabell â € <Table2.2. Tabell â € <Table22 visar att testet för inga konsekvenser av spel var betydelsefull för depression, ångest och ensamhet, vilket indikerade att antagandet om att dessa variabler inte var konsekvenser av spelpatologi var ogiltiga. Testet för inga föregångare med spel var signifikant för depression, ensamhet och fysisk aggression, vilket indikerade att dessa variabler är föregångare till spelpatologi. Således var modellens anpassning betydligt sämre när man begränsade konsekvenserna och antecedentema i de nämnda variablerna. Resultaten tyder på att det teoretiska antagandet om t.ex. depression att inte vara en följd av patologisk spel blev ogiltigt. Därför identifierade vi fysisk aggression som en föregångare av patologisk spel, ångest som en följd av patologisk spel, och vi identifierade en korslagd koppling mellan depression, ensamhet och patologisk spel. Omnibustestet avslöjade inga köns- eller åldersskillnader mellan de tre tidspunkterna. Detta indikerade att antecedenter av mental hälsa och konsekvenserna av patologisk spel var desamma för pojkar och flickor, oberoende av ålder i denna studie.
Tabell 2
Satorra-Bentler chi square-test som jämför de begränsade sökmodellerna beträffande konsekvenserna av patologiskt spel, antecedenter för patologisk spel, stationära antaganden och könsskillnader med den obegränsade modellen.
| M1: Inga konsekvenser av spel (df = 4) | M2: Inga antecedent för spel (df = 4) | M3: Tidsjämlikhet (df = 8) | M4: Jämställdhet mellan kön (df = 8) | |
|---|---|---|---|---|
| Depression | 37.84* | 20.47* | 6.16 | 11.52 |
| Ångest | 19.51* | 6.18 | 13.27 | 5.99 |
| Ensamhet | 12.82* | 16.92* | 8.50 | 10.43 |
| Alkoholer | 2.18 | 5.41 | 12.14 | 13.27 |
| Verbal aggression | 7.28 | 2.38 | 8.86 | 7.86 |
| Fysisk aggression | 7.31 | 10.66* | 12.03 | 7.44 |
Graden av rapporterad frihet är skillnaden mellan den begränsade modellen och den obegränsade modellen.
Studera xnumx
Antecedents och konsekvenser av de tre typologierna för spelare
Bord â € <Table33 visar resultaten från den multinomiala regressionsanalysen. Uppgifterna indikerade att depression förutspådde videospel engagemang från T1 – T2 och från T1 – T3. Depression förutspådde också problemspel med ett 1-årsintervall (T1 – T2, T2 – T3) men inte över 2 år (T1 – T3). Ensamhet förutspådde engagemang i videospel och problemspel från T1 – T2 och alla kategorier av spel från T1 – T3. Mindre alkoholkonsumtion förutspådde problemspel från T2 – T3 och T1 – T3, medan högre alkoholkonsumtion förutspådde beroende av spel under det andra mätåret (T2 – T3) .Verbal aggression förutspådde engagemang i videospel och problemspel mellan de två första måtten ( T1 – T2) och fysisk aggression förutspådde alla kategorier av spel vid samma mätningstid.
Tabell 3
Multinomial regressionsanalys som visar antecedent för "engagerad spelare", "problemgamer" och "beroende spelare." Kontrastgruppen omfattar referenskategorin.
| OR [95% CI] | |||
|---|---|---|---|
| Engagerad | Problem | beroende | |
| DEPRESSION | |||
| T1-T2 | 1.11* [1.02-1.22] | 1.11** [1.03-1.19] | 1.08 [0.94-1.23] |
| T2-T3 | 1.04 [0.94-1.16] | 1.11* [1.02-1.21] | 1.22 [0.95-1.55] |
| T1-T3 | 1.15** [1.05-1.27] | 1.05 [0.97-1.14] | 1.09 [0.87-1.37] |
| ÅNGEST | |||
| T1-T2 | 1.08 [0.98-1.18] | 1.05 [0.99-1.12] | 1.07 [0.92-1.23] |
| T2-T3 | 1.09 [0.97-1.22] | 0.98 [0.89-1.07] | 0.93 [0.78-1.11] |
| T1-T3 | 1.06 [0.95-1.20] | 1.05 [0.98-1.13] | 0.97 [0.82-1.14] |
| ENSAMHET | |||
| T1-T2 | 1.11** [1.04-1.19] | 1.07* [1.01-1.13] | 1.06 [0.98-1.15] |
| T2-T3 | 1.08 [0.99-1.16] | 1.05 [0.99-1.11] | 1.07 [0.94-1.23] |
| T1-T3 | 1.08* [1.01-1.16] | 1.08* [1.01-1.15] | 1.16** [1.05-1.28] |
| ALKOHOLKONSUMTION | |||
| T1-T2 | 0.90 [0.76-1.06] | 0.97 [0.87-1.08] | 1.19 [0.89-1.58] |
| T2-T3 | 0.87 [0.68-1.10] | 0.78* [0.63-0.98] | 1.46* [1.03-2.07] |
| T1-T3 | 0.94 [0.76-1.16] | 0.78** [0.65-0.93] | 0.96 [0.75-1.23] |
| VERBAL AGGRESSION | |||
| T1-T2 | 1.16* [1.03– 1.31] | 1.11* [1.01-1.21] | 1.15 [0.99-1.34] |
| T2-T3 | 1.00 [0.85– 1.16] | 0.95 [0.83-1.09] | 0.66 [0.41-1.08] |
| T1-T3 | 0.96 [0.84-1.10] | 1.04 [0.93-1.17] | 0.75 [0.54-1.04] |
| FYSISK AGGRESSION | |||
| T1-T2 | 1.12** [1.04-1.21] | 1.10** [1.03-1.16] | 1.19** [1.07-1.31] |
| T2-T3 | 1.01 [0.90-1.14] | 1.05 [0.96-1.15] | 0.91 [0.68-1.21] |
| T1-T3 | 1.04 [0.95-1.13] | 1.02 [0.95-1.09] | 0.94 [0.78-1.13] |
Kön, tidigare nivå av spelkategori och tidigare nivå för utfallsvariabel kontrolleras för i alla analyser. Indikationen av tid (t.ex. T1 – T2) som finns under utfallsvariabeln indikerar att utfallsvariabeln i den första vågen förutspår spelskategorin i den andra vågen.
Bord â € <Table44 presenterar resultatet av den linjära regressionsanalysen som visar konsekvenserna av alla spelkategorier jämfört med kontrastgruppen. Depression visade sig vara en följd av problemspel efter 1 år (T1 – T2) och alla kategorier av spel under 2 år (T1 – T3). Ensamhet visade sig vara en följd av problemspel efter 1 år (T1 – T2) och efter 2 år (T1 – T3). Ångest upptäcktes som en följd av beroende spel efter 2 år (T1 – T3). Verbal aggression hittades som en följd av spelproblem efter 1 år (T1 – T2).
Tabell 4
Regressionsanalys som visar konsekvenserna av att vara "engagerad spelare", "problemgamer" och "beroende spelare", jämfört med kontrastgruppen med 1-årsintervall mellan åtgärderna.
| STANDARDIZED REGRESSION COEFFICIENTS (STDY) | |||
|---|---|---|---|
| T1-T2 | T2-T3 | T1-T3 | |
| DEPRESSION | |||
| Engagerad | 0.13 | 0.30 | 0.38* |
| Problem | 0.42*** | 0.12 | 0.33*** |
| beroende | 0.52 | 0.33 | 0.58** |
| ÅNGEST | |||
| Engagerad | 0.04 | 0.07 | 0.19 |
| Problem | 0.15 | 0.15 | 0.13 |
| beroende | 0.24 | -0.04 | 0.38** |
| ENSAMHET | |||
| Engagerad | 0.15 | 0.29 | 0.06 |
| Problem | 0.30** | 0.14 | 0.30** |
| beroende | 0.11 | -0.06 | 0.08 |
| ALKOHOLKONSUMTION | |||
| Engagerad | -0.07 | 0.26 | -0.02 |
| Problem | -0.01 | -0.22 | -0.02 |
| beroende | -0.08 | -0.26 | -0.01 |
| VERBAL AGGRESSION | |||
| Engagerad | 0.10 | 0.01 | 0.25 |
| Problem | 0.19* | -0.03 | 0.11 |
| beroende | 0.21 | 0.08 | -0.15 |
| FYSISK AGGRESSION | |||
| Engagerad | 0.09 | -0.04 | 0.11 |
| Problem | 0.06 | -0.01 | 0.13 |
| beroende | -0.18 | 0.38 | -0.12 |
Kön, tidigare nivå av spelkategori och tidigare nivå för utfallsvariabel kontrolleras för i alla analyser.
Studera xnumx
Stabilitet och övergångar som uppstår mellan spelarnas olika typologier
Distributionen av "engagerad spelare", "problemgamer", "beroende spelare" och kontrastgrupp över de tre vågorna finns i bilaga Eoch medelvärdena för varje grupp på utfallsvariabeln i den första och sista vågen finns i bilaga F. Resultaten av den dolda Markov-analysen redovisas i tabell â € <Table5.5. Figur â € <Figure22 presenterar ett Sankey-diagram över den uppskattade övergången mellan spelarna. Stabiliteten för den beroende spelartypen beräknades vara 35%. För alla typologier för spelare, förutom beroende, var de kvar i samma kategori under en tidsperiod på 2 år en högre sannolikhet än att ändra typologi. För beroende spelare var det en högre sannolikhet att gå över till "problemgamer" över tiden (53%), än att stanna kvar i den beroende kategorin (35%). Det fanns praktiskt taget inga övergångar mellan "beroende" till "engagerad" spelare (0%) och från "engagerad" till "beroende" spelare (2%).
Tabell 5
Latent övergångssannolikhet för de fyra kategorierna av spelare baserat på en dold Markov-analys rapporterad i procent.
| % | ||||
|---|---|---|---|---|
| Engagerad | Problem | Addiction | Däremot | |
| Engagerad | 52 | 20 | 02 | 26 |
| Problem | 16 | 59 | 08 | 17 |
| Addiction | 00 | 53 | 35 | 12 |
| Däremot | 00 | 00 | 00 | 100 |
Sankey-diagram som visar de uppskattade övergångarna mellan de tre typologierna för spelare och kontrastgruppen för ungdomarna som inte faller in i de tre speltypologierna. Uppskattningen är baserad på övergångar mellan T1 – T2 – T3.
Diskussion
Studera xnumx
Föregångare och konsekvenser av patologisk spel
Syftet med studien 1 var att identifiera föregångare och konsekvenser av patologisk spel under en tidsperiod på 2 år. Vi identifierade, som förväntat, korslagrad koppling mellan psykiska hälsosymtom när det gäller ensamhet och depression till patologisk spel. När det gäller ensamhet var våra resultat överensstämmande med de resultat som rapporterats av Lemmens et al. (2011) som indikerar att ensamhet kan leda till patologisk spel och vice versa. I tidigare longitudinella studier har depression bara påträffats som en följd av patologiskt spel (Mößle och Rehbein, 2013; Mihara och Higuchi, 2017), men den aktuella studien indikerar att symtom på depression kan förutsäga patologisk spel också. I överensstämmelse med tidigare resultat (Gentile et al., 2011), ångest identifierades som en följd av patologisk spel. Detta kan förklaras av förhöjda symtom i offline situationer orsakade av mindre sociala socialiseringar (Lo et al., 2005) eller avvikelse mellan identitet online och offline som orsakar osäkerhet i den verkliga världen. Tidigare forskning har identifierat fysisk aggression som en följd av spel (Lemmens et al., 2011b). Däremot identifierade den aktuella studien fysisk aggression som ett antecedent för patologisk spel. Detta kan orsakas av endogen lutning mot fysisk aggression, som lättare kan glädjas i videospel än i den verkliga världen (Kim et al., 2008). Denna upptäckt kan också återspegla att fysisk aggression kan vara en indikation på problematiska relationer ansikte mot ansikte, vilket gör online social interaktion (t.ex. spel) till en mer givande arena för aggressiv ungdom.
I överensstämmelse med tidigare studier (Lemmens et al., 2011; Brunborg et al., 2013), föreningar mellan psykisk hälsa och patologisk spel i denna studie befanns vara invariant över sex. Detta fynd tyder på att även om män riskerar att utveckla spelberoende (Mentzoni et al., 2011; van Rooij et al., 2014), hur mentalhälsofaktorer fungerar som föregångare och konsekvenser av patologisk spel, är lika för män och kvinnor. Variation över tiden konstaterades inte vara ett teoretiskt ljudantagande i den aktuella studien, vilket indikerar att åldersskillnader mellan 17.5 och 19.5 år inte är relevant för sambandet mellan mental hälsa och patologisk spel.
Studera xnumx
Föregångare och konsekvenser av speltypologier
Syftet med studien 2 var att undersöka de specifika sambanden mellan mental hälsa och de tre typologierna för spel, med användning av icke-engagerade / icke-problem / icke-beroende spelare, som referens. Vi undersökte typologier både som konsekvenser och som föregångare av mental hälsa. Vi förväntade oss att den beroende gruppen av spelare skulle vara förknippad med ett högre antal antecedences, och ett högre antal konsekvenser än de andra grupperna av spelare, vilket visade sig inte vara fallet i den aktuella studien. Baserat på resultaten från studie 1 inkluderar de relevanta resultaten från studien 2 depression som ett antecedent för engagerad och problemgamer, ensamhet och fysisk aggression som antecedent för alla typologier. Beträffande konsekvenser inkluderar de relevanta föreningarna depression som en följd av alla typologier, ångest som en följd av spelberoende och ensamhet som en följd av problemspeltypologi.
Som diskuterades i studie 1 identifierade vi korsfördröjda effekter mellan patologiskt spel och ensamhet och depression. När man undersökte samma variabler i samband med typologierna, identifierades ensamhet som ett antecedent och en konsekvens av problemspel ', och depression visade sig vara både ett antecedent och en konsekvens av problemspel såväl som engagerat spel. Den svaga men signifikanta, ömsesidiga kopplingen mellan depression och engagerat spel var något överraskande eftersom tidigare forskning inte har rapporterat några skadliga effekter av videospelengagemang (Brunborg et al., 2013). Den nuvarande upptäckten antyder att tydlighet, tolerans och humörmodifiering (periferikriterier), som är symtom på IGD (American Psychiatric Association, 2013), kan vara viktigt för att förstå den till synes ömsesidiga upprätthållande föreningen mellan patologisk spel och ensamhet / depression som finns i studie 1.
Det fanns också några intressanta fynd som var specifika för beroende spel, vilket kan förklara varför allvarligare psykopatologi visar sig vara associerad med denna grupp (Loton et al., 2016). Ångest fanns endast som en konsekvens för beroende spelare. Med utgångspunkt i fynd från studie 1 är det anmärkningsvärt att den identifierade sambanden mellan ångest och ”patologisk spel” endast verkar gälla ”beroende spel” i studie 2. Vi hittade inget stöd för en koppling mellan alkoholkonsumtion och patologisk spel i studie 1. Undersökning av typologierna avslöjade emellertid att hög alkoholkonsumtion förutspådde videospelberoende, medan låg alkoholkonsumtion förutspådde problemspel i studie 2. Dessa fynd i motsatta riktningar kan avbryta alla möjliga effekter vid konceptualisering av patologiskt spel som en oändimensionell konstruktion och är därför värda att notera. Dessa fynd är några av de mest märkbara skillnaderna mellan beroende spelare och de andra typologierna och kan förklara varför videospillberoende verkar orsaka allvarligare hälsoplagor än problematisk spel (Brunborg et al., 2013). Inga specifika ömsesidiga föreningar till beroende spel hittades, vilket indikerar att detta tillstånd förutsäger mer komplex psykopatologi snarare än att förutsägas av mental hälsa.
Våra resultat visar att fysisk aggression förutspådde alla kategorier av spel jämfört med referensgruppen. Detta antyder att sambandet mellan spel och aggression kan förklaras av ungdomar med aggressiva tendenser och relaterade psykologiska egenskaper (Kim et al., 2008), som är mer utsatta för spelpatologi, snarare än att spel är en orsak till framtida aggression. Vi hittade också indikationer på förhöjda nivåer av verbal aggression som en föregångare av engagerad och problemspel, och som en följd av problemspel, men dessa fynd var varken konsekventa över de tre vågorna eller stöds inte av Satorra-Bentler-analysen i studie 1 . Sammanfattningsvis indikerar våra resultat att kopplingen mellan aggression och speltypologier bör undersökas ytterligare med hjälp av till exempel en föreslagen spelarcentrerad modell (Ferguson et al., 2017) eller tillfredsställelsesparadigm (Sherry et al., 2006), som tar hänsyn till spelarens byrå.
Studera xnumx
Stabilitet och banor för speltypologier
Syftet med studie 3 var att undersöka den tidsmässiga stabiliteten hos speltypologier och övergångarna mellan sådana typologier och kontrastgruppen. Den tidsmässiga stabiliteten för beroende spelare uppskattades till 35% vilket är i mitten av intervall som rapporterats av andra studier (<1-84%) (Gentile et al., 2011; van Rooij et al., 2011; Strittmatter et al., 2016; Rothmund et al., 2018). För de flesta beroende tonåringar i den aktuella studien minskade allvarlighetsgraden av spelsymtom under en tidsperiod på 2 år. Parallella utvecklingsförändringar under perioden från 17 till 19 år (t.ex. ökat ansvar, romantiska relationer och studentaktiviteter) (Rothmund et al., 2018) kan förklara detta. Å andra sidan var gruppen av stabila ”beroende spelare” 35%, vilket är anmärkningsvärt, vilket indikerar att för en betydande grupp spelare är symtomen på spelstörning kvar under 2 år. Dessutom övergick en hög andel beroende spelare till problemkategorin (53%), som också är förknippad med känslomässiga och hälsoklagor (Brunborg et al., 2013).
Resultaten tyder på att för alla typologier av spelare, utom spelberoende, var det en större sannolikhet att förbli i samma kategori över tid än att lämna. Dessutom övergick ingen från kontrastgruppen till någon av speltypologierna, vilket antyder att symtom på patologisk spel dyker upp tidigt i utvecklingshistorien. Detta kan förklara bristen på nyrekrytering i grupperna engagerade, problem- och beroende spelare.
Allmän diskussion och konsekvenser av resultaten
Den nuvarande artikeln använde ett brett tillvägagångssätt för att undersöka den naturliga utvecklingen av spelbeteende över tid, utforska riktningen hos föreningar med mental hälsa, liksom banor mellan olika speltypologier. Att tillämpa en ojämn dimensionell och en typologisk föreställning av spelbeteende i samma prov indikerar att ett enstaka dimension till spelstörning (som används i studie 1) utan ytterligare utforskning, kan leda till att man ignorerar potentiellt viktiga skillnader mellan speltypologier. Till exempel var riktningen mellan alkoholkonsumtion och "problemspel" (negativ) och "beroende spel" (positivt) i studie 2 motsatt varandra, medan studie 1 inte upptäckte någon samband mellan alkoholkonsumtion och patologisk spel. Följaktligen fann studie 2 att det finns skillnader mellan speltypologierna som inte kunde undersökas i studie 1, där patologisk spelmätning mäts kontinuerligt. Skillnaderna mellan kategorier av hårt involverade spelare kan vara viktiga för att identifiera ungdomar som är specifikt i behov av behandling och för att utveckla insatser för förebyggande och behandling.
Resultaten av studien 2 och 3 kombinerade ger kunskap om den naturliga kursen för olika speltypologier. Att inspektera banorna i studie 3 indikerar att de flesta beroende spelare (53%) går till "problemspelare" eller förblir beroende (35%). Detta är intressant med avseende på resultaten i studie 2, som pekar på flera negativa konsekvenser av "problemspel" och "beroende spel." Sammanfattningsvis var stabiliteten hos beroende spelare och problematiska spelare ganska hög, och det verkar rimligt att anta att många av dessa ungdomar är i behov av behandling eller annat slags stöd.
Enligt våra resultat i studie 1 verkar depression och ensamhet interagera med symtom på patologisk spel i en ömsesidigt förbättrande och / eller upprätthållande cykel. Detta stöddes i stort sett av resultaten från studie 2, med några skillnader mellan typologierna. En förklarande modell för patologisk internetanvändning hos ungdomar (Strittmatter et al., 2016) föreslår att negativ förstärkning offline (t.ex. flykt från verkliga problem, negativt humör, konflikter) genom patologisk internetanvändning resulterar i ännu mer patologisk internetanvändning. Ungdomar upplever också en positiv förstärkning på nätet (t.ex. självbekräftelse, identitetsutforskning), vilket i sin tur underlättar mer patologisk användning av internet. Strittmatter et al. (2016) föreslår att denna cykel oftare aktiveras och underhålls av ungdomar med känslomässiga svårigheter än bland dem utan sådana svårigheter. Vidare "förskjutningsteorin" (Gentile et al., 2017) förklarar hur mediekonsumtion kan ersätta viktiga aktiviteter som att sova och umgås. Med utgångspunkt i detta föreslår vi en modell för att förklara de ömsesidiga upprätthållande mekanismerna som verkar mellan depression, ensamhet och patologisk spel i en cykel (se figur â € <Figure3).3). Inledningsvis kan spel vara en aktivitet för att ockupera ungdomar med känslomässiga problem (Lemmens et al., 2011). Spel kan som sådan ge omedelbar befrielse från ett obehagligt tillstånd, som till exempel ångest orsakad av depression och / eller ensamhet (negativ förstärkning av spelet) tillsammans med positiva onlineupplevelser (positiv förstärkning av spel). Symtom på patologisk spel kan därför förhöjas och upprätthållas genom att till exempel vara mer framträdande i ungdomslivet och bli en viktig strategi för humörmodifiering. Detta kan i sin tur resultera i förlust av verkliga erfarenheter och förskjutning av andra aktiviteter (Gentile et al., 2017) och ytterligare resultera i ökade känslomässiga problem. Tillsammans kan detta förklara hur ungdomar med patologisk spel kan kämpa för att undkomma denna självförstärkande onda cykel. För att vara tydlig försöker modellen att förklara de mekanismer som verkar mellan känslomässiga problem och patologiska spel som finns i denna studie, inte storleken på nöd. Den föreslagna modellen innebär inte att spel i allmänhet kommer att leda till depression eller ensamhet, utan förklarar snarare samspelet med patologisk spel som identifierats i den aktuella studien.
Modell som visar de föreslagna mekanismerna som verkar mellan depression, ensamhet och patologisk spel.
Fynd i studie 3 indikerar att engagerade spelare är mer benägna än de andra typologierna att överföra till kontrastgruppen, medan beroende spelare är minst troliga att överföra till kontrastgruppen. Dessutom verkar det vara praktiskt taget inga övergångar mellan "engagerade spelare" och "beroende spelare." Detta antyder att sannolikheten att bli beroende på grund av engagerad spel är liten. Resultat i studie 2 visar att engagerade spelare också är kategorin med färre negativa konsekvenser än de andra typologierna. Värt att notera när man inspekterar genomsnittliga poäng för engagerade spelare (se bilaga F) är att de verkar ha lägre medelvärden på alla resultatmätningar jämfört med beroende spelarnas typologi. Detta kan indikera att beroende spelare förmodligen är mer inbäddade i den föreslagna onda cykeln, upplever mer negativa konsekvenser av deras spelbeteende och till synes ha fler problem att undkomma det än engagerade spelare.
Frågan om varför vissa utvecklar spelstörning medan andra utvecklar mindre allvarliga spelbeteenden (problem eller engagerad spel) är fortfarande en fråga för ytterligare studier. I enlighet med tidigare forskning (Lemmens et al., 2011), studie 1 fann att ensamhet var ett föregång för patologisk spel. Studie 2 fann att associeringen med ensamhet inte bara var relevant för utvecklingen av spelberoende, utan också tillämpades på problem och engagerad spel också. På liknande sätt befanns fysisk aggression vara en föregångare av alla typologier, vilket indikerar att dessa två variabler tycks förutse intensivt spelbeteende i allmänhet. Vi fann också skillnader mellan typologierna i studie 2, vilket tyder på att depression förutspådde engagerade och problemspelande, men inte beroende spel, och att hög alkoholkonsumtion förutspådde beroende spel, medan låg alkoholkonsumtion förutspådde problemspel. Framtida forskning om skillnader och likheter mellan typologierna kan hjälpa till att skapa en större grad av noggrannhet på mekanismerna som påverkar utvecklingen av olika spelbeteenden.
Styrkor och begränsningar
En stor styrka i den aktuella studien är den breda, longitudinella strategin som ger insikt i banorna mellan mentalhälsovariabler och patologisk spel, och specifikt möjliggör undersökning av de tre typologierna över tid. Andra styrkor inkluderar den stora urvalstorleken, slumpmässigt urval från National Population Registry och den höga initiala svarsfrekvensen. Tidigare longitudinella studier har kritiserats genom att inte ta hänsyn till den initiala nivån av variabler (Scharkow et al., 2014), men i denna studie kontrollerades all analys för tidigare nivå av alla variabler och kön.
En begränsning av den aktuella studien är frågan om generaliserbarhet. Urvalet består av ungdomar mellan åldern 17.5 – 19.5 år, som är den åldersgrupp som är mest utsatta för beroendeframkallande beteenden, och därför kan resultaten inte generalisera till andra åldersgrupper. Vidare fann slitsanalysen flera förutsägare för bortfall vid T2 och T3 (kön, alkoholkonsumtion och beroende spel), vilket kan indikera en viss urvalsbias. Detta kan ha påverkat den statistiska kraften i vår studie, och det kunde därför ha varit fördelaktigt att ha ett större urval. Däremot reducerar följdkontrollen av kön och den tidigare nivån av alla variabler antagligen slitseffekter.
En annan begränsning är att modellpassning i studie 1 inte är optimal, vilket indikerar att resultaten från studie 1 bör tolkas med viss försiktighet. En förklaring till den mediokra passningen kan vara att det teoretiska antagandet som möjliggjorde könsskillnader och ojämlikhet över tiden i den obegränsade modellen var ogiltig. Detta stöds av resultaten från Satorra Bentler-testet. Få frihetsgrader kan också blåsa upp RMSEA, och avslag på modeller med dålig passform rekommenderas därför inte (Kenny et al., 2015).
En annan begränsning som är värd att nämna är att tillförlitlighetsanalysen visade något låg intern konsistens (Nunnally, 1978) på alkoholkonsumtion (3 artiklar) i Wave 3 och om verbal aggression (3 artiklar). Alfa under nedskärningskriteriet för 0.70 innebär emellertid inte nödvändigtvis låg tillförlitlighet (Cho och Kim, 2015) och en alfa av 0.60 kan anses vara acceptabel när man använder korta skalor (Loewenthal, 2001) som innehåller <10 artiklar.
Slutsats
Den aktuella studien visar att psykiska hälsoproblem verkar ha ett nära samspel med spelpatologin, både som föregångare och konsekvenser över tid. Flera likheter identifierades mellan engagerade spelare, problemspelare och beroende spelare, och det verkar finnas en betydande övergång mellan typologierna, men inte mellan beroende spelare och engagerade spelare. "Engagerad spelare" är förknippad med mindre svårighetsgrad när det gäller negativa konsekvenser, medan det att vara en beroende spelare är associerat med allvarligare psykopatologi. Att se spelproblem ur ett typologiskt perspektiv kan vara användbart vid ytterligare bedömning och konceptualisering av videospelberoende, både i forskning och i kliniska miljöer. Resultaten antyder vidare att spelstörningen har en relativt hög stabilitet, vilket indikerar att för en betydande grupp beroende spelare verkar deras symptom inte lösa spontant, vilket indikerar behovet av intervention eller klinisk hantering.
Författarbidrag
SP, RM, TT, HM och DK stod för uppfattningen och utformningen av verket. Alla författare bidrog till förvärv, analys och tolkning av data. EK utarbetade arbetet. Alla författare reviderade verket kritiskt i termer av viktigt intellektuellt innehåll. Alla författare godkände den slutliga versionen och är ansvariga för alla aspekter av arbetet i fråga om att säkerställa att frågor relaterade till noggrannheten eller integriteten för någon del av verket på lämpligt sätt undersöktes och löstes.
Intresset om intressekonflikter
Författarna förklarar att forskningen genomfördes i avsaknad av kommersiella eller finansiella relationer som kan tolkas som en potentiell intressekonflikt.
fotnoter
Finansiering. Projektet finansierades av norska forskningsrådet (nr 173551, 240053).
Extramaterial
Det kompletterande materialet för denna artikel finns online på: https://www.frontiersin.org/articles/10.3389/fpsyg.2018.02239/full#supplementary-material
Referensprojekt
- American Psychiatric Association (2013). Diagnostisk och statistisk manual för mentala störningar (DSM-5®). Washington, DC: Amerikansk psykiatrisk publikation.
- Andreassen CS, Griffiths MD, Gjertsen SR, Krossbakken E., Kvam S., Pallesen S., et al. . (2013). Förhållandena mellan beteendemissbruk och femfaktormodellen för personlighet. J. Behav. Missbrukare. 2, 90 – 99. 10.1556 / JBA.2.2013.003 [PubMed] [CrossRef]
- APA-arbetsgruppen för våldsamma medier (2015). Teknisk rapport om översynen av våldslitteratur för videospel. Finns online på: http://www.apa.org/pi/families/violent-media.aspx
- Bargeron AH, Hormes JM (2017). Psykosociala samband med internet-spelsjukdom: psykopatologi, livstillfredsställelse och impulsivitet. Comp. Human Behav. 68, 388 – 394. 10.1016 / j.chb.2016.11.029 [CrossRef]
- Brunborg GS, Hanss D., Mentzoni RA, Pallesen S. (2015). Kärn- och perifera kriterier för videospelberoende i spelberoende skala för ungdomar. Cyberpsychol. Behav. Soc. End. 18, 280 – 285. 10.1089 / cyber.2014.0509 [PMC gratis artikel] [PubMed] [CrossRef]
- Brunborg GS, Mentzoni RA, Frøyland LR (2014). Är videospel, eller videospelberoende, förknippat med depression, akademisk prestation, tung episodisk dricka eller uppträdande problem? J. Behav. Missbrukare. 3, 27 – 32. 10.1556 / Jba.3.2014.002 [PMC gratis artikel] [PubMed] [CrossRef]
- Brunborg GS, Mentzoni RA, Melkevik OR, Torsheim T., Samdal O., Hetland J., et al. (2013). Spelberoende, spelengagemang och psykologiska hälsoklagomål bland norska ungdomar. Media psykol. 16, 115 – 128. 10.1080 / 15213269.2012.756374 [CrossRef]
- Bryant FB, Satorra A. (2012). Principer och praxis för skalad chi-square testning. Struct. Ekv. Modell. 19, 372 – 398. 10.1080 / 10705511.2012.687671 [CrossRef]
- Bush K., Kivlahan DR, McDonell MB, Fihn SD, Bradley KA, för förbättring av Ambulatory Care Quality P. (1998). Frågorna om granskning av alkoholkonsumtion (revision-c): ett effektivt kort screeningtest för problemdryck. Båge. Int. Med. 158, 1789 – 1795. 10.1001 / archinte.158.16.1789 [PubMed] [CrossRef]
- Charlton JP, Danforth ID (2007). Att särskilja missbruk och stort engagemang i samband med online-spel. Comp. Brum. Behav. 23, 1531 – 1548. 10.1016 / j.chb.2005.07.002 [CrossRef]
- Cho E., Kim S. (2015). Cronbachs koefficient alfa: välkänd men dåligt förstådd. Organ. Res. metoder 18, 207 – 230. 10.1177 / 1094428114555994 [CrossRef]
- Corp I. (2017). IBM SPSS-statistik för Windows, version 25. Armonk, NY: IBM Corp.
- Diamond PM, Magaletta PR (2006). Det kortformade buss-perry aggression frågeformuläret (BPAQ-SF): en valideringsstudie med federala brottslingar. Bedömning 13, 227-240. 10.1177 / 1073191106287666 [PubMed] [CrossRef]
- Ferguson CJ (2015). Gör arga fåglar för arga barn? En metaanalys av videospelpåverkan på barns och ungdomars aggression, psykiska hälsa, prosociala beteende och akademiska prestationer. Perspect. Psychol. Sci. 10, 646-666. 10.1177 / 1745691615592234 [PubMed] [CrossRef]
- Ferguson CJ, Bowman ND, Kowert R. (2017). Är länken mellan spel och aggression mer om spelaren, mindre om spelet ?, in Wiley-handboken om våld och aggressivitet, ed Sturmey P., redaktör. (Hoboken, NJ: John Wiley & Sons;).
- Funk JB, Baldacci HB, Pasold T., Baumgardner J. (2004). Våldsutsättning i verkligheten, videospel, TV, filmer och internet: finns det desensibilisering? J. Adolesc. 27, 23 – 39. 10.1016 / j.adolescence.2003.10.005 [PubMed] [CrossRef]
- Gentile DA, Berch ON, Choo H., Khoo A., Walsh DA (2017). Sovrummedia: en riskfaktor för utveckling. Dev. Psychol. 53, 2340 – 2355. 10.1037 / dev0000399 [PubMed] [CrossRef]
- Gentile DA, Choo H., Liau A., Sim T., Li D., Fung D., et al. . (2011). Patologisk videospelanvändning bland ungdomar: en tvåårig longitudinell studie. Pediatrik 127, 2010–1353. 10.1542/peds.2010-1353 [PubMed] [CrossRef]
- Hoffman B., Nadelson L. (2010). Motiverande engagemang och videospel: en blandad metodstudie. Edu. Tech. Res. Dev. 58, 245–270. 10.1007/s11423-009-9134-9 [CrossRef]
- Jeon J. (2015). Styrkor och begränsningar i den statistiska modelleringen av komplexa sociala fenomen: Fokus på SEM, sökanalys eller flera regressionsmodeller. Int. J. Soc. Behav. Educ. Mag. Buss Ind. Eng. 9, 1559 – 1567. 10.5281 / zenodo.1105868 [CrossRef]
- Kaess M., Parzer P., Mehl L., Weil L., Strittmatter E., Resch F., et al. . (2017). Stresssårbarhet hos manlig ungdom med Internet Gaming Disorder. Psychon 77, 244 – 251. 10.1016 / j.psyneuen.2017.01.008 [PubMed] [CrossRef]
- Kardefelt-Winther D., Heeren A., Schimmenti A., Rooij A., Maurage P., Carras M., et al. . (2017). Hur kan vi konceptualisera beteendeberoende utan att patologisera vanliga beteenden? Addiction 112, 1709 – 1715. 10.1111 / add.13763 [PMC gratis artikel] [PubMed] [CrossRef]
- Kearney M. (2018). Korslagrad panelanalys, in SAGE Encyclopedia of Methodics for Research Research ed Allen M., redaktör. (Thousand Oaks: SAGE Publications, Inc;).
- Kenny DA, Kaniskan B., McCoach DB (2015). RMSEA: s prestanda i modeller med små frihetsgrader. Sociol. Metoder Res. 44, 486 – 507. 10.1177 / 0049124114543236 [CrossRef]
- Kim EJ, Namkoong K., Ku T., Kim SJ (2008). Förhållandet mellan onlinespel beroende och aggression, självkontroll och narcissistisk personlighet egenskaper. Eur. Psykiatri 23, 212 – 218. 10.1016 / j.eurpsy.2007.10.010 [PubMed] [CrossRef]
- Ko CH, Yen J.-Y., Yen CF, Chen CS, Weng CC, Chen CC, et al. . (2008). Föreningen mellan internetberoende och problematisk alkoholanvändning hos ungdomar: modellen för problembeteende. CyberPsychol. Behav. 11, 571 – 576. 10.1089 / cpb.2007.0199 [PubMed] [CrossRef]
- Lemmens JS, Valkenburg PM, Peter J. (2009). Utveckling och validering av en spelberoende skala för ungdomar. Media Psychol. 12, 77 – 95. 10.1080 / 15213260802669458 [CrossRef]
- Lemmens JS, Valkenburg PM, Peter J. (2011a). Psykosociala orsaker och konsekvenser av patologisk spel. Comp. Brum. Behav. 27, 144 – 152. 10.1016 / j.chb.2010.07.015 [CrossRef]
- Lemmens JS, Valkenburg PM, Peter J. (2011b). Effekterna av patologisk spel på aggressivt beteende. J. Ungdomens ungdom 40, 38–47. 10.1007/s10964-010-9558-x [PMC gratis artikel] [PubMed] [CrossRef]
- Liau AK, Choo H., Li D., Gentile DA, Sim T., Khoo A., et al. (2015). Patologisk videospel bland ungdomar: en prospektiv studie som undersöker dynamiska skyddsfaktorer. Missbrukare. Res. Teori 23, 301 – 308. 10.3109 / 16066359.2014.987759 [CrossRef]
- Lo S.-K., Wang C.-C., Fang W. (2005). Fysiska interpersonliga relationer och social ångest bland spelare online. CyberPsychol. Behav. 8, 15 – 20. 10.1089 / cpb.2005.8.15 [PubMed] [CrossRef]
- Loewenthal KM (2001). En introduktion till Psychological Tests and Scales, 2nd edn. Hove: Psychology Press.
- Loton D., Borkoles E., Lubman D., Polman R. (2016). Videospelberoende, engagemang och symtom på stress, depression och ångest: den förmedlande rollen att hantera. Int. J. Mental Health Addict. 14, 565–578. 10.1007/s11469-015-9578-6 [CrossRef]
- Mentzoni RA, Brunborg GS, Molde H., Myrseth H., Skouverøe KJM, Hetland J., et al. . (2011). Problematisk användning av videospel: uppskattad förekomst och föreningar med mental och fysisk hälsa. Cyberpsychol. Behav. Soc. End. 14, 591 – 596. 10.1089 / cyber.2010.0260 [PubMed] [CrossRef]
- Mihara S., Higuchi S. (2017). Tvärsnitts-och longitudinella epidemiologiska studier av internet-spelsjukdom: en systematisk översyn av litteraturen. Psychiatry Clin. Neurosci. 71, 425-444. 10.1111 / pcn.12532 [PubMed] [CrossRef]
- Milani L., La Torre G., Fiore M., Grumi S., Gentile DA, Ferrante M., et al. (2017). Internet-spelberoende i ungdomar: riskfaktorer och felanpassningar korrelerar. Int. J. Mental Health Addict. 16, 888–904. 10.1007/s11469-017-9750-2 [CrossRef]
- Mößle T., Rehbein F. (2013). Förutsägare för problematisk användning av videospel i barndom och ungdomar. Sucht 59, 153 – 164. 10.1024 / 0939-5911.a000247 [CrossRef]
- Muthén LK, Muthén BO (2015). Mplus (version 7.4).
- Muthén LK, Muthén BO (2017). Mplus användarhandbok 8: e utgåvan (Los Angeles, CA, USA: Muthén & Muthén;).
- Muthén LK, Muthén BO (2018). Chi-Square-skillnadstest med Satorra-Bentler-skalad Chi-Square. Finns online på: https://www.statmodel.com/chidiff.shtml (Öppnade september 05, 2018).
- Nunnally J. (1978). Psykometrisk teori, 2nd Edn. Hillsdale, NJ: mcgraw-hill.
- Petry NM, O'brien CP (2013). Internet-spelstörning och DSM-5. Addiction 108, 1186 – 1187. 10.1111 / add.12162 [PubMed] [CrossRef]
- Roberts RE, Lewinsohn PM, Seeley JR (1993). Ett kort mått på ensamhet som är lämplig för användning med ungdomar. Psychol. Rep. 72(3_suppl.):1379–1391. 10.2466/pr0.1993.72.3c.1379 [PubMed] [CrossRef]
- Rothmund T., Klimmt C., Gollwitzer M. (2018). Låg temporär stabilitet för överdriven användning av videospel hos tyska ungdomar. J. Media Psychol. 30, 53 – 65. 10.1027 / 1864-1105 / a000177 [CrossRef]
- Satorra A., Bentler PM (2010). Att säkerställa positiviteten för den skalade skillnaden chi-square teststatistik. Psychometrika 75, 243–248. 10.1007/s11336-009-9135-y [PMC gratis artikel] [PubMed] [CrossRef]
- Scharkow M., Festl R., Quandt T. (2014). Längsgående mönster för problematiska datorspel bland ungdomar och vuxna - en 2-årig panelstudie. Addiction 109, 1910 – 1917. 10.1111 / add.12662 [PubMed] [CrossRef]
- Sherry JL, Lucas K., Greenberg BS, Lachlan K. (2006). Användning av videospel och gratulationer som prediktorer för användning och spelpreferenser, in Spela videospel: Motiv, svar och konsekvenser, ed Vorderer P., Bryant J., redaktörer. (New York, NY: Lawrence Erlbaum Associatesp;), 213 – 224.
- Strittmatter E., Parzer P., Brunner R., Fischer G., Durkee T., Carli V., et al. . (2016). En 2-års longitudinell studie av framtida prediktorer för patologisk internetanvändning hos ungdomar. Eur. Barn Adolesc. Psykiatri 25, 725–734. 10.1007/s00787-015-0779-0 [PubMed] [CrossRef]
- Van Rooij AJ, Kardefelt-Winther D. (2017). Förlorat i kaoset: bristfällig litteratur bör inte generera nya störningar: kommentarer: kaos och förvirring i DSM-5-diagnos av Internet-spelstörning: problem, problem och rekommendationer för tydlighet på området (Kuss et al.). J. Behav. Missbrukare. 6, 128-132. 10.1556 / 2006.6.2017.015 [PMC gratis artikel] [PubMed] [CrossRef]
- van Rooij AJ, Schoenmakers TM, Vermulst AA, Van Den Eijnden RJ, Van De Mheen D. (2011). Online beroende av videospel: identifiering av beroende tonåringar. Addiction 106, 205–212. 10.1111/j.1360-0443.2010.03104.x [PubMed] [CrossRef]
- van Rooij AJP, Kuss DJ, Griffiths MD, Shorter GW, Schoenmakers TM, van de Mheen D., et al. . (2014). (Sam-) förekomsten av problematisk videospel, substansanvändning och psykosociala problem hos ungdomar. J. Behav. Missbrukare. 3, 157 – 165. 10.1556 / jba.3.2014.013 [PMC gratis artikel] [PubMed] [CrossRef]
- Wartberg L., Kriston L., Thomasius R. (2017). Förekomsten och psykosociala korrelationer av internet-spelsjukdom: analys i ett nationellt representativt urval av 12- till 25-åringar. Deutsches Ärzteblatt Int. 114, 419 – 424. 10.3238 / arztebl.2017.0419 [PMC gratis artikel] [PubMed] [CrossRef]
- Wittek CT, Finserås TR, Pallesen S., Mentzoni RA, Hanss D., Griffiths MD, et al. . (2016). Prevalens och prediktorer för videospelberoende: en studie baserad på ett nationellt representativt urval av spelare. Int. J. Mental Health Addict. 14, 672–686. 10.1007/s11469-015-9592-8 [PMC gratis artikel] [PubMed] [CrossRef]
- Världshälsoorganisationen (2018). Internationell klassificering av sjukdomar för dödlighet och sjuklighet statistik (ICD-11MMS). Hämtas från: https://icd.who.int/browse11/l-m/en
- Yu C., Li X., Zhang W. (2015). Förutsäga ungdomars problematiska online-spelanvändning från lärars autonomistöd, grundläggande psykologiska behovstillfredsställelse och skolengagemang: en 2-årig longitudinell studie. Cyberpsychol. Behav. Soc. End. 18, 228 – 233. 10.1089 / cyber.2014.0385 [PubMed] [CrossRef]
- Yu H., Cho J. (2016). Prevalens av internet-spelsjukdom bland koreanska ungdomar och föreningar med icke-psykotiska psykologiska symtom och fysisk aggression. Am. J. Health Behav. 40, 705 – 716. 10.5993 / AJHB.40.6.3 [PubMed] [CrossRef]
- Zigmond AS, Snaith RP (1983). Sjukhusets ångest och depression. Acta Psychiatr. Scand. 67, 361–370. 10.1111/j.1600-0447.1983.tb09716.x [PubMed] [CrossRef]
- Zucchini W., MacDonald IL, Langrock R. (2016). Dolda Markov-modeller för tidsserier: en introduktion med R. London: Chapman och Hall / CRC.
;
