Tidigare studier har rapporterat om sambandet mellan IGD (Internet gaming störning) och depression, men relationens riktning är fortfarande oklar. Därför undersökte vi det ömsesidiga förhållandet mellan nivå av depressiva symtom och IGD bland barn i en longitudinell studie.
Metoder
Forskningspaneler för denna studie bestod av 366 grundskoleelever i iCURE-studien. Alla deltagare var nuvarande internetanvändare, så de kunde betraktas som en riskpopulation för IGD. Självrapporterad svårighetsgrad av IGD-funktioner och nivå av depression utvärderades av Internet Game Use-Elicited Symptom Screen respektive Children's Depression Inventory. Uppföljningsbedömningen avslutades efter 12 månader. Vi monterade korsfördröjda strukturella ekvationsmodeller för att undersöka sambandet mellan de två variablerna vid två tidpunkter samtidigt.
Den korslagda analysen avslöjade att nivån av depression vid baslinjen signifikant förutspådde allvarligheten av IGD-funktioner vid 12-månaders uppföljningen (p = 0.15, p = .003). Allvarlighetsgraden av IGD-funktioner vid baslinjen förutsagde också signifikant depression vid 12-månaders uppföljningen (β = 0.11, p = .018), kontrollerar för möjliga störande faktorer.
Den korslagda bananalysen indikerar ett ömsesidigt samband mellan svårighetsgraden av IGD-funktioner och nivån av depressiva symtom. Att förstå det ömsesidiga förhållandet mellan depressiva symtom och svårighetsgraden av IGD-funktioner kan hjälpa till ingripanden för att förhindra båda villkoren. Dessa fynd ger teoretiskt stöd för förebyggande och saneringsplaner för IGD och depressiva symtom bland barn.
Beskrivning
Barn utvecklas i en tid av digital teknik och blir bekanta med datorer, mobila enheter och internet i tidiga åldrar. Spelstörning håller på att växa fram som ett stort psykiskt problem hos barn och ungdomar över hela världen (Ioannidis et al., 2018), även om det fortfarande diskuteras om spel är fördelaktigt eller skadligt för barn och ungdomar.
Hälften av all psykisk ohälsa börjar vid 14 års ålder, och humörregleringsproblem börjar ibland runt 11 års ålder, före puberteten (Forbes & Dahl, 2010; Guo et al., 2012). Psykiska problem utgör den största sjukdomsbördan bland unga. Tidigare studier har rapporterat samband mellan internetberoende och psykiatriska symtom, såsom depression, ångest och ensamhet, bland ungdomar. Bland psykiatriska symtomkategorier visar depressiva symtom den mest kraftfulla inverkan på utvecklingen av internetberoende hos barn och ungdomar (Erceg, Flandern och Brezinšćak, 2018; Niall McCrae, Gettings, & Purssell, 2017; Piko, Milin, O'Connor och Sawyer, 2011).
Internetspelstörning (IGD) och depression interagerar med varandra och delar neurala mekanismer (Choi et al., 2017; Liu et al., 2018). Liknande hjärnregioner visar onormal funktion i både depression och IGD. Amygdala, prefrontal cortex, gyrus och kopplingen mellan frontoparietalloben och amygdala verkar på liknande sätt störda hos personer med spelproblem och de med depression.
En systematisk genomgång visade att individer med depressiva symtom löper nästan tre gånger så stor risk att utveckla internetberoende än de utan depressiva symtom (Carli et al., 2013). Emellertid var 19 av 20 studier i översikten tvärsnittsstudier som inte kunde identifiera riktningar av samband mellan depression och internetberoende. Ändå rapporterade 75 % av studierna signifikanta samband mellan problematisk internetanvändning och depression.
Ett begränsat antal longitudinella studier har bedömt sambanden mellan IGD och psykisk hälsa bland ungdomar. En prospektiv kohortstudie i Kina fann att universitetsstudenter som initialt var fria från psykiska problem vid baslinjen, bedömt med en självrapporteringsskala för depression, hade 2.5 gånger större risk att utveckla depression vid 9-månadersuppföljningen om de visade problematisk användning av internet vid baslinjen (Lam, Peng, Mai och Jing, 2009). I en 2-årig longitudinell studie av barn och ungdomar visade Gentile et al. (2011) fann att problematiskt spelande statistiskt förutspådde framtida högre nivåer av depression, social fobi och ångest mätt med självbedömd mental hälsa (Gentile et al., 2011). Högre nivåer av depression har associerats med högre Internetberoendebeteenden (Stavropoulos & Adams, 2017).
Även om tidigare studier kan hjälpa till att identifiera faktorer relaterade till den tidsmässiga ordningen av relationer mellan depression och IGD, är det fortfarande oklart om IGD är associerat med utvecklingen av depression eller om det omvända förhållandet också gäller. Därför undersökte vi stabiliteten och sambanden mellan depressiva symtom och IGD över tid för att bättre förstå hur dessa två variabler påverkar varandra över tid med hjälp av en cross-lagged path-modell. Vi utvärderade det ömsesidiga sambandet mellan depressiva symtom och svårighetsgraden av IGD-funktioner hos prepubertala barn för att minska påverkan av humörförändringar under puberteten.
Metoder
Studiepopulationen härleddes från iCURE-studien, som har beskrivits i detalj på annat håll (Jeong et al., 2017). I korthet är iCURE-studien en pågående skolbaserad longitudinell studie för att studera IGDs naturhistoria bland lågstadieelever i 3:e och 4:e klasserna och mellanstadieelever i 7:e klass i Korea. Alla deltagare rapporterade att de var nuvarande internetanvändare, så de ansågs vara en riskgrupp för IGD. Den första uppföljningsbedömningen slutfördes 12 månader efter baslinjebedömningen. För att minska möjliga effekter av förändringar i pubertetens humör på studieresultaten bestod forskningspanelerna för denna studie av endast elever i årskurs 3 och 4 som ingick i iCURE-studien. Av 399 grundskoleelever som registrerade sig i iCURE-studien vid baslinjen, slutförde 366 (91.5%) den 12-månaders uppföljningsbedömningen och inkluderades i denna studie.
Vid baslinjebedömningen fyllde alla deltagare i frågeformulären i en klassmiljö; en forskningsassistent läser frågorna med ett standardskript för att underlätta förståelsen. För den 12 månader långa uppföljningsbedömningen fyllde alla elever i frågeformulären på egen hand, med hjälp av en webbaserad självadministrationsmetod, med en handledande forskningsassistent tillgänglig för att svara på frågor.
Allvarligheten av IGD-funktioner bedömdes av Internet Game Use-Elicited Symptom Screen (IGUESS). Detta instrument skapades baserat på de nio DSM-5 IGD-kriterierna, med varje objekt betygsatt på en 4-gradig skala (1 = starkt oense, 2 = håller inte helt med, 3 = något enig, 4 = håller starkt med). En högre poäng indikerar större svårighetsgrad av IGD-funktioner. Denna skala är tillförlitlig, med ett Cronbachs α på 85 i denna studie. Allvarligheten av IGD ansågs ha en kontinuerlig svårighetsgrad, där högre poäng på IGUESS indikerade större svårighetsgrad för analys med den korsfördröjda vägmodellen. Den bästa cut-off-poängen var 10 för att anses ha förhöjd risk för IGD (Jo et al., 2017). Vi använde denna tröskelpoäng för dikotoma analyser.
Nivå av depression bedömdes av Children's Depression Inventory (CDI). CDI har 27 artiklar som kvantifierar symtom som nedstämdhet, hedonisk kapacitet, vegetativa funktioner, självutvärdering och interpersonella beteenden. Varje punkt består av tre påståenden graderade för att öka svårighetsgraden från 0 till 2; barn väljer den som kännetecknar deras symtom bäst under de senaste 2 veckorna. Punktpoängen kombineras till ett totalt depressionspoäng, som sträcker sig från 0 till 54. Vi använde den koreanska versionen av CDI, som har god tillförlitlighet och validitet för bedömning av depressiva symtom (Cho & Choi, 1989). Nivå av depressiva symtom ansågs ha en kontinuerlig svårighetsgrad, där högre poäng på CDI indikerade större svårighetsgrad av depressiva symtom för analys med cross-lagged path-modellen. En totalpoäng på 22 eller mer ansågs indikera depressiva symtom i den dikotoma analysen. Både svårighetsgraden av IGD-funktioner och nivån av depression utvärderades vid baslinjen och vid 12-månadersuppföljningen med hjälp av intervjustyrda, självrapporterande bedömningar.
Allmänna egenskaper, inklusive ålder, kön, familjetyp och genomsnittlig daglig tid som ägnas åt att spela internetspel, erhölls från baslinjedata som förvärvats av de intervjuarledda barnens självrapportering. För familjetyp definierades en intakt familj som barn som bor med båda föräldrarna; de som definieras som icke-intakta inkluderade barn som bara lever med en mor eller far eller med ingen av föräldrarna på grund av skilsmässa, död eller separation av sina föräldrar. Puberteten bestämdes enligt deltagarnas svar på två frågor: antingen "Har du börjat mens?" för flickor eller "Har du börjat växa ut ditt underarmshår?" för pojkar. Om deltagarna svarade "ja" ansåg vi att de hade kommit in i puberteten. Både deras barns akademiska prestationer och socioekonomisk status (SES) erhölls från föräldrarnas självrapporteringsbedömning.
Beskrivande statistik och inbördes samband mellan studievariabler utfördes med SAS 9.4 (SAS Institute Inc., Cary, NC, USA). Cross-lagged panelmodellering utfördes med hjälp av strukturell ekvationsmodellering (SEM) med hjälp av det statistiska paketet Analysis of Moment Structures, version 23.0. (IBM Inc., Chicago, IL, USA). De beskrivande uppgifterna sammanfattas med siffror och procentsatser för kategoriska variabler, eller medelvärde ± SD eller median (intervall) för kontinuerliga variabler. Det longitudinella sambandet mellan svårighetsgraden av IGD-funktioner och nivån av depression utvärderades med cross-lagged panelmodeller. Innan analysen genomfördes log-transformerades både nivån av depression och svårighetsgraden av IGD-funktioner till ungefärlig normalitet.
Cross-lagged panelmodeller tillåter att associationer mellan två eller flera upprepat uppmätta variabler kan undersökas samtidigt. Därför indikerar de korsfördröjda korrelationerna effekten av en variabel vid en given tidpunkt på värdena för en annan variabel senare i tiden, kontrollerande för tvärsnittskorrelationer och autokorrelationer.
Som illustreras i figur 1A, representerar den första korsfördröjda koefficienten βCL (a) sambandet mellan nivå av depression mätt vid baslinjen och svårighetsgraden av IGD-funktioner mätt vid 12-månadersuppföljningen. Den andra korsfördröjda koefficienten βCL (b) representerar sambandet mellan svårighetsgraden av IGD-funktioner mätt vid baslinjen och nivån av depression mätt vid 12-månadersuppföljningen. Tvärsnittssambandet mellan svårighetsgraden av IGD-funktioner och nivån av depression representeras som βCL-baslinje. Autoregressiva koefficienter βAR-depression och βAR-IGD, som representerar stabiliteten av depression och svårighetsgraden av IGD-funktioner från baslinjen till 12-månaders uppföljning, respektive, presenteras. Modellen justerades för potentiella störande faktorer, såsom ålder, kön, familjetyp, akademisk prestation och SES.
Figur 1. (A) Den allmänna modelleringen som används för korslagda panelmodeller. (B) Den korslaggade panelmodellen som analyserar det longitudinella sambandet mellan IGD och depression. Numeriska värden är standardiserade strukturella regressionskoefficienter. AR: autoregressiv; CL: korslaggad; CS: tvärsnitt. *p <.05. **p <.01.
För att testa medlingseffekten användes 2,000 95 bootstrappade omprover och ett 0 % konfidensintervall (CI) för att konstruera den indirekta banan. Bias-korrigerade CI som inte inkluderade 0.01 ansågs signifikanta för den indirekta effekten. Effektstorlekar tolkade som liten (0.09), medium (0.25) och stor (XNUMX) baserat på den tidigare rekommendationen (Preacher & Kelley, 2011).
Modellpassning utvärderades med hjälp av multipla passningsindex inklusive absoluta passningsindex, inkrementella passformsindex och sparsamhetsanpassningsindex. Inkrementella passningsindex bedömdes med hjälp av χ2 över frihetsgrader (χ2/df) ratio, goodness of fit index (GFI), comparative fit index (CFI) och root mean square error of approximation (RMSEA). Inkrementella passformsindex bedömdes med hjälp av Tucker-Lewis-index (TLI), normed fit index, relativ fit index (RFI) och comparative fit index (CFI). En justerad GFI (AGFI) användes för sparsamhetsanpassningsindex. SEM-litteraturen tyder på att modellpassning är bra när χ2/df ≤ 3; CFI ≥ 0.95, TLI ≥ 0.95, GFI ≥ 0.95, NFI ≥ 0.95, RFI ≥ 0.95, AGFI ≥ 0.95 och RMSEA ≤ 0.06 (Kline, 2011).
För en ytterligare analys definierades förhöjd risk för IGD som en totalpoäng på 10 eller högre på IGUESS-skalan, och hög nivå av depressiva symtom definierades som en totalpoäng på CDI på 22 eller högre. Vi använde en log-binomial modell körd med PROC GENMOD för att uppskatta relativ risk (RR) för sambandet mellan en hög nivå av depressiva symtom och incidentförhöjd risk för IGD under den 12 månader långa uppföljningsperioden bland barn med lägre risk för IGD (<10 IGURSS-poäng) vid baslinjen. Förekomsten av en hög nivå av depressiva symtom vid 12-månadersuppföljningen beräknades bland barn utan depressiva symtom vid baslinjen. Vi beräknade råa och justerade RR medan vi kontrollerade för potentiella störande faktorer.
För att anmäla sig till iCURE-studien inhämtades skriftligt informerat samtycke från alla deltagare och deras föräldrar eller vårdnadshavare efter förklaring av arten av forskningsprinciperna, inklusive konfidentialitet och valfriheten att delta i enlighet med Helsingforsdeklarationen från 1975 (World Medical Association, 2013). Denna studie granskades fullständigt och godkändes av Institutional Review Board vid The Catholic University of Korea (MC19ENSI0071). iCUREs datastyrelse släppte avidentifierade data för dataanalys.
Resultat
Demografiska och kliniska egenskaper hos de 366 deltagarna sammanfattas i tabell 1. Medianåldern för deltagarna var 10 år (intervall: 9–12 år). Av de 366 deltagarna var 188 (51.4%) pojkar. De flesta deltagare (n = 337; 92.1 %) kom från intakta familjer, 68 % av deltagarna hade goda akademiska prestationer och 71 % rapporterade att deras SES var låg till måttlig.
|
Tabell 1. Allmänna och kliniska egenskaper hos 366 grundskoleelever i iCURE-studien
| variabler | N (%) | Median (intervall) | Cronbachs α |
|---|---|---|---|
| Sex | |||
| Pojkar | 188 (51.4) | ||
| Flickor | 178 (48.6) | ||
| Ålder | 10 (9 - 12) | ||
| Familjestruktur | |||
| Intakt familj | 337 (92.1) | ||
| Icke intakt familj | 29 (7.9) | ||
| Socioekonomisk status | |||
| Låg och mellan | 263 (71.9) | ||
| Hög | 103 (28.1) | ||
| Akademisk prestation | |||
| bra | 249 (68.0) | ||
| Badrum | 117 (32.0) | ||
| Baslinjebedömningar | |||
| Internet spel störning | 2 (0 - 22) | . 78 | |
| Depression | 6 (0 - 46) | . 88 | |
| Ångest | 26 (20 - 58) | . 89 | |
| 12-månaders uppföljningsbedömningar | |||
| Internet spel störning | 2 (0 - 23) | . 86 | |
| Depression | 5 (0 - 45) | . 89 | |
| Ångest | 24 (20 - 58) | . 94 |
Korrelationer mellan viktiga variabler av intresse redovisas i tabell 2. Tvärsnittsnivån av depression vid baslinjen var positivt korrelerad med svårighetsgraden av IGD vid både baslinjen och 12 månaders uppföljning. Longitudinellt var nivån av depression (baslinje) positivt korrelerad med svårighetsgraden av IGD (12 månaders uppföljning), och svårighetsgraden av IGD (baslinje) var positivt korrelerad med nivån av depression (12 månaders uppföljning).
|
Tabell 2. Korrelationsmatris, medelvärde och standardavvikelse (SD) för huvudvariabler
| variabler | 1 | 2 | 3 | 4 | Betyda | SD |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 1. Nivå av depression (baslinje) | 1 | 7.4 | 6.5 | |||
| 2. Svårighetsgraden av IGD (baslinje) | .443 * | 1 | 2.6 | 3.2 | ||
| 3. Nivå av depression (12 månaders uppföljning) | .596 * | .339 * | 1 | 6.7 | 6.6 | |
| 4. Svårighetsgraden av IGD (12 månaders uppföljning) | .359 * | .453 * | .447 * | 1 | 2.9 | 3.6 |
Obs. IGD: Spelstörning på internet.
*p <.001.
Figur 1 visar den teoretiserade modellen (A) och den analyserade modellen (B) med standardiserade vägbelastningar (standardiserad beta, β). När det gäller de autokorrelerade vägarna, förutspådde nivån av depression vid baslinjen statistiskt svårighetsgraden av IGD-funktioner vid 12-månadersuppföljningen (β = 0.55, p < 001). Dessutom, svårighetsgraden av IGD-funktioner vid baslinjen statistiskt förutsagd nivå av depression vid 12-månadersuppföljningen (β = 0.37, p < 001). Resultaten visade att både nivån av depressiva symtom och svårighetsgraden av IGD-funktioner var signifikant korrelerade mellan baslinjen och 12-månadersuppföljningen. På liknande sätt var svårighetsgraden av IGD-funktioner korrelerad över de två tidpunkterna.
När det gäller den tvärsnittsmässiga korrelationsvägen var nivån av depressiva symtom och svårighetsgraden av IGD-funktioner positivt korrelerade vid varje tidpunkt (β = 0.46, p < 0.001 vid baslinjen och β = 0.27, p < 001 vid 12 månaders uppföljning). Resultaten visade en positiv korrelation mellan nivån av depressiva symtom och svårighetsgraden av IGD-funktioner vid varje tidpunkt.
De korslaggade analyserna visade att nivån av depression vid baslinjen statistiskt förutspådde svårighetsgraden av IGD-funktioner vid 12-månadersuppföljningen (β = 0.15, p = 003). Svårighetsgraden av IGD-funktioner vid baslinjen också statistiskt förutsagd nivå av depression vid 12-månadersuppföljningen (β = 0.11, p = .018), efter kontroll för möjliga förväxlingsfaktorer. Den korsfördröjda väganalysen indikerade ett ömsesidigt samband mellan svårighetsgraden av IGD-funktioner och nivån av depressiva symtom.
Vår övergripande modell visade god passform baserat på passformsindex. Förhållandet mellan χ2 till frihetsgraderna var 1.336, vilket tyder på en bra modellpassform. RMSEA var 0.03, GFI var 0.997, TLI var 0.976, CFI var 0.997 och AGFI var 0.964, vilket också indikerar god passform. Sammantaget tyder passformsstatistiken på att detta var tillräckligt för att producera en giltig modell baserad på en stark a priori teoretisk ram och acceptabla tillförlitligheter.
Av 366 deltagare rapporterade 351 inte att de hade förhöjd risk för IGD vid baslinjen. Av dessa 351 deltagare klassificerades 15 (4.3%) med förhöjd risk för IGD vid 12-månadersuppföljningen. Efter justering för potentiella störande faktorer hade deltagare med depressiva symtom vid baslinjen en 3.7 gånger högre RR av IGD vid 12 månader än deltagare utan depressiva symtom vid baslinjen (RR = 3.7, 95% CI = 1.1–13.2).
Av 366 deltagare rapporterade 353 inte en hög nivå av depressiva symtom vid baslinjen. Av dessa 353 deltagare klassificerades 8 (2.3 %) ha en hög nivå av depressiva symtom vid 12-månadersuppföljningen. Efter justering för potentiella störande faktorer hade deltagare som hade förhöjd risk för IGD vid baslinjen en 3.6 gånger ökad risk för depression vid 12-månadersuppföljningen jämfört med deltagare som inte hade förhöjd risk för IGD vid baslinjen, men det var inte statistiskt signifikant (RR = 3.6, 95 % KI = 0.5–29.0; Tabell 3).
|
Tabell 3. Förekomst av både IGD och depression bland barn vid 12 månaders uppföljning
| Ja | Nej | IR | RR | aRRa | ||
|---|---|---|---|---|---|---|
| 12-månaders IGDb | ||||||
| Baslinjedepression | Ja | 2 | 8 | 20 | 5.2 (1.4 - 20.2) | 3.7 (1.1 - 13.2) |
| Nej | 13 | 328 | 3.8 | |||
| 12 månaders depressionc | ||||||
| Baslinje IGD | Ja | 1 | 11 | 8.3 | 4.1 (0.5 - 30.4) | 3.6 (0.5 - 29.0) |
| Nej | 7 | 334 | 2.1 | |||
Obs. IR: incidensfrekvens; RR: relativ risk; aRR: justerad relativ risk; IGD: Internetspelstörning.
aJusteras efter kön, familjetyp, akademisk prestation och socioekonomisk status.
bIncidensfrekvens av IGD vid 12-månadersuppföljningen bland barn utan IGD vid baslinjen (n = 351).
cIncidensfrekvens av depression vid 12-månadersuppföljningen bland barn utan depression vid baslinjen (n = 353).
Diskussion
Vi fann en signifikant positiv korrelation mellan nivån av depressiva symtom och svårighetsgraden av IGD-funktioner vid både baslinjen och 12-månadersuppföljningen hos barn. Dessa resultat tyder på att depressiva symtom utgör en potentiell riskfaktor för förhöjd IGD-allvarlighet, och svårighetsgraden av IGD-funktioner kan utgöra en potentiell riskfaktor för depressiva symtom ett år senare.
En korsfördröjd väganalys tillåter att flera samband analyseras samtidigt, vilket ger mer komplexa statistiska modeller än vad som kan erhållas från att köra flera separata linjära regressioner. De relativa styrkorna hos longitudinella samband kan bestämmas genom jämförelse av standardiserade korrelationskoefficienter. Både svårighetsgraden av IGD-funktioner och nivån av depressiva symtom visade signifikanta tvärsnitts-, autokorrelations- och korsfördröjda korrelationskoefficienter.
Tvärsnittskorrelationer visade ett positivt samband mellan nivån av depressiva symtom och svårighetsgraden av IGD-funktioner vid varje tidpunkt. På samma sätt avslöjade autokorrelation att både nivån av depressiva symtom och svårighetsgraden av IGD-funktioner var signifikant korrelerade med stabilitet över de två tidpunkterna. Den korsfördröjda väganalysen indikerade ett ömsesidigt orsakssamband mellan risken för IGD och nivån av depressiva symtom. Dessa tvärsnitts- och longitudinella associationer kvarstod efter kontroll för potentiella konfounders. Styrkan i sambandet var starkare mellan baslinjenivån av depression och 12 månaders svårighetsgrad av IGD-funktioner (β = 0.15, p = 003) än mellan baslinjens svårighetsgrad av IGD-funktioner och 12-månadersnivån av depression (β = 0.11, p = .018), som föreslås vara en medelstor effektstorlek. Detta fynd tyder på att depression är en starkast bidragande orsak till svårighetsgraden av IGD-funktioner än vice versa, och att det finns ett ömsesidigt samband över tid.
Samband mellan IGD och depression har ibland förklarats av en humörhöjande hypotes, som tyder på att individer med negativa känslor är mest benägna att söka fritidsaktiviteter för att fly från dysforiska tillstånd. Tidigare studier har varit förenliga med en humörhöjande hypotes genom att ett signifikant, positivt samband mellan depression och IGD har observerats (Ostovar et al., 2019; Seyrek, Cop, Sinir, Ugurlu och Senel, 2017; Yen, Chou, Liu, Yang och Hu, 2014; Younes et al., 2016). Försök att undkomma depression och verkliga oro genom onlineinteraktioner kan resultera i en ond cirkel som förvärrar depression.
Enligt hypotesen om social förskjutning, ju mer tid en person ägnar åt att göra en sak, desto mindre tid kan det ägnas åt att göra en annan. Barn som spenderar för mycket tid på internetspel spenderar vanligtvis mindre tid på att interagera med andra människor (Caplan, 2003). Ett antagande om den sociala undanträngningseffekten är att tid som spenderas på spel kommer att tränga undan andra aktiviteter, såsom social interaktion, som är väsentliga för psykosocial utveckling hos barn (Zamani, Kheradmand, Cheshmi, Abedi och Hedayati, 2010). Brist på social interaktion kan leda till negativa känslor. Gentile et al. (2011) rapporterade förhöjda depressiva symtom efter att spelproblem började, och dessa symtom kvarstod (Gentile et al., 2011). Om hypotesen om social förskjutning är korrekt, kan IGD leda till depression (Amorosi, Ruggieri, Franchi och Masci, 2012; Dalbudak et al., 2013).
Depressiva symtom hos ungdomar tenderar att uppstå före puberteten. När det gäller genetisk sårbarhet för en allvarlig depressiv sjukdom har upplevelsen av stressande livshändelser eller förekomsten av psykiatriska störningar under barndomen kopplats till uppkomsten av depression (Piko et al., 2011; Shapero et al., 2014). Sedan prepubertal depression har kopplats till utvecklingen av antisocial störning och beroende (Ryan, 2003), är det troligt att förebyggande insatser för internetberoende bör implementeras i unga åldrar för att minimera förvärrande effekter på depression. Därför bör mer uppmärksamhet ägnas åt depression och dess potentiella effekter på IGD-utveckling hos barn.
Barn med depressiva symtom vid baslinjen visade en 3.7 gånger ökad risk att utveckla IGD-symtom vid 12-månadersuppföljningen jämfört med barn utan depressiva symtom vid baslinjen, efter justering för potentiella störande faktorer. Eftersom 95 % KI är så brett som 1.1–13.2 kan det finnas begränsningar för att säkerställa uppskattningarnas noggrannhet, så dessa resultat bör tolkas med försiktighet. Dessutom kan barn med IGD-symtom vid baslinjen ha en ökad risk att utveckla depressiva symtom vid 12-månadersuppföljningen jämfört med barn utan IGD-symtom vid baslinjen; dock var resultaten inte statistiskt signifikanta.
Flickor når puberteten cirka 12 år tidigare än pojkar. Medelåldern för flickor att börja puberteten är 12.7 år i representativa rikstäckande urval (Lee, Kim, Oh, Lee och Park, 2016). Ur detta perspektiv skulle de flesta deltagare i denna studie ännu inte ha genomgått puberteten. Totalt 8 (2.2%) barn visade sig ha nått puberteten (3 vid baslinjen; 5 vid 12-månadersuppföljningen). På grund av det lilla antalet barn som har kommit in i puberteten, påverkades sannolikt inte resultaten av denna studie av pubertetsrelaterade förändringar.
Utslitningsgraden vid 12-månadersuppföljningen var 9.1 % (33 barn). All utslitning uppstod på grund av att eleverna hade gått över till en annan skola. Det fanns inga signifikanta skillnader i baslinjeegenskaper, inklusive kön, ålder, familjetyp, akademisk prestation, SES, internetaktivitet eller svårighetsgraden av IGD-funktioner, mellan deltagarna som gjorde och inte slutförde studien.
Faktorerna relaterade till depression kan skilja sig åt mellan olika länder. Depression är ett multifaktoriellt tillstånd som visar avsevärd variation mellan olika populationer och är associerat med en mängd genetiska och sociomiljömässiga faktorer, med flera subtyper med olika etiologi. Korea var det första landet att anslå en nationell budget för att ta itu med problemen med internet- och spelberoende (Koh, 2015). Psykosociala, miljömässiga och kulturella skillnader kan påverka sambandet mellan depressiva symtom och svårighetsgraden av IGD-funktioner, även om ett grundläggande samband mellan depression och IGD kan förväntas observeras över jurisdiktioner och kulturer. Således kan resultaten av denna studie vara relevanta för barn i andra länder, även om försiktighet rekommenderas när man generaliserar resultaten. Eftersom de tillfrågade ingick i urvalet bland ungdomar som gick i skolor och uteslöt barn som inte gick i skolan. De deltagande skolorna samt barnen och föräldrarna var frivilligt involverade; därför hade dessa skolor intresse av att förhindra IGD jämfört med icke-deltagande skolor. Möjligheten för urvalsbias och underskattning av IGD-prevalens kan inte uteslutas.
Barndomen är en riskperiod för utveckling av både depression och IGD. Dessa två störningar uppstår ofta samtidigt i barndomen och är förknippade med betydande funktionsnedsättningar senare i livet. Med tanke på den pågående utvecklingen av mentala egenskaper under tonåren och tidigt vuxenliv, kommer en bättre förståelse av riktningen för uppkomsten och förloppet av dessa störningar under barndomen att vara till hjälp för att utveckla mer effektiva förebyggande och behandlingsstrategier.
Korsfördröjd väganalys indikerade dubbelriktade samband mellan svårighetsgraden av IGD-funktioner och nivån av depression. En högre nivå av depressiva symtom vid baslinjen förutspådde högre svårighetsgrad av IGD-funktioner efter 12 månader. Dessutom var baslinjens svårighetsgrad av IGD-funktioner signifikant relaterad till en högre nivå av depressiva symtom efter 12 månader hos barn. Att förstå de ömsesidiga sambanden mellan depressiva symtom och svårighetsgraden av IGD-funktioner kan hjälpa till med interventioner för att förhindra båda tillstånden. Dessa fynd ger teoretiskt stöd för förebyggande och åtgärdande planer för IGD och depressiva symtom bland barn.
HJ genomförde analyserna och ledde författandet av manuskriptet. HWY vägledde och övervakade skrivningen av manuskriptet. HJ och HWY utvecklade och föreslog studiens grundidé. S-YL, HL och MNP granskade vetenskapligt innehåll och redigerade manuskriptet. HWY, HJ, S-YJ och HS genomförde studien. Alla författare bidrog med redaktionella kommentarer till manuskriptet.
Författarna förklarar ingen intressekonflikt med avseende på innehållet i manuskriptet. Dr. MNP rapporterar följande avslöjanden. Han har konsulterat för och rådgivit Game Day Data, Addiction Policy Forum, RiverMend Health, Lakelight Therapeutics/Opiant och Jazz Pharmaceuticals; har fått forskningsstöd från Mohegan Sun Casino och National Center for Responsible Gaming; har deltagit i undersökningar, utskick eller telefonkonsultationer relaterade till drogberoende, impulskontrollstörningar eller andra hälsoämnen; och har konsulterat för advokatbyråer och spelenheter i frågor relaterade till impulskontroll eller beroendesjukdomar.
Datauppsättningarna som genererades under och/eller analyserades under denna studie är tillgängliga från motsvarande författare.
Referensprojekt
| Amorosi, M., Ruggieri, F., franker, G., & Masci, I. (2012). Depression, patologiskt beroende och riskbeteende i tonåren. Psychiatria Danubina, 24 (Suppl. 1), S77-S81. Medline, Google Scholar | |
| Caplan, S.E. (2003). Preferens för social interaktion online en teori om problematisk internetanvändning och psykosocialt välbefinnande. Communication Research, 30(6), 625-648. doi:https://doi.org/10.1177/0093650203257842 CrossRef, Google Scholar | |
| Carli, V., Durkee, T., Wasserman, D., Hadlaczky, G., Despaliner, R., & Kramarz, E. (2013). Sambandet mellan patologisk internetanvändning och komorbid psykopatologi: En systematisk översikt. Psykopatologi, 46 (1), 1-13. doi:https://doi.org/10.1159/000337971 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Cho, S., & Choi, J. (1989). Utveckling av ångestskala för statliga egenskaper för koreanska barn. Medicine Journal of Seoul National University, 14(3), 150-157. Google Scholar | |
| Choi, J., Cho, H., Kim, J. Y., Ung, D. J., Ahn, K. J., Kang, H. B., Choi, J. S., Chun, J. W., & Kim, D. J. (2017). Strukturella förändringar i den prefrontala cortexen förmedlar förhållandet mellan internetspelstörningar och nedstämdhet. Vetenskapliga rapporter, 7 (1), 1245. doi:https://doi.org/10.1038/s41598-017-01275-5 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Dalbudak, E., Evren, C., Aldemir, S., Coskun, K. S., Ugurlu, H., & Yildirim, F. G. (2013). Förhållandet mellan svårighetsgraden av Internetberoende med depression, ångest och alexitymi, temperament och karaktär hos universitetsstudenter. Cyberpsychology, Behavior and Social Networking, 16 (4), 272-278. doi:https://doi.org/10.1089/cyber.2012.0390 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Erceg, T., Flandern, G., & Brezinšćak, T. (2018). Sambandet mellan tvångsmässig internetanvändning och symtom på depression och ångest i tonåren. Alkoholism och psykiatriforskning, 54(2), 101-112. doi:https://doi.org/10.20471/dec.2018.54.02.02 CrossRef, Google Scholar | |
| Forbes E. E., & Dahl, R. E. (2010). Pubertal utveckling och beteende: Hormonell aktivering av sociala och motiverande tendenser. Brain and Cognition, 72(1), 66-72. doi:https://doi.org/10.1016/j.bandc.2009.10.007 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Hedning, D. A., Choo, H., Liau, A., Ja, T., Li, D., Svamp, D., & Khoo, A. (2011). Patologisk videospelanvändning bland ungdomar: En tvåårig longitudinell studie. Pediatrics, 127(2), e319-e329. doi:https://doi.org/10.1542/peds.2010-1353 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Guo, J., Chen, L., Wang, X., Liu, Y., Chui, C. H., han, H., Qu, Z., & tian, D. (2012). Sambandet mellan internetberoende och depression bland invandrarbarn och efterlämnade barn i Kina. Cyberpsychology, Behavior and Social Networking, 15 (11), 585-590. doi:https://doi.org/10.1089/cyber.2012.0261 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Ioannidis, K., Treder, FRÖKEN., Kammarherre, S. R., Kiraly, F., Rodna, S. A., Ölkrus, D. J., Lochner, C., & Bevilja, J. E. (2018). Problematisk internetanvändning som ett åldersrelaterat mångfacetterat problem: Bevis från en undersökning på två platser. Beroendeframkallande beteenden, xnumx, 157-166. doi:https://doi.org/10.1016/j.addbeh.2018.02.017 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Jeong, H., Yim, H W., jo S. J., Lä, S.Y., Kim, E., är, H. J., Han, H. H., Lä, H. K., Kweon, Y.S., Haschisch, S.Y., Choi, J. S., Kim, B. N., Hedning, D. A., & Potenza, M. N. (2017). Studieprotokoll för internetanvändaren Cohort for Unbiased Recognition of Gaming Disorder in Early adolescence (iCURE), Korea, 2015–2019. BMJ Open, 7(10), e018350. doi:https://doi.org/10.1136/bmjopen-2017-018350 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| jo S. J., Yim, H W., Lä, H. K., Lä, H.C., Choi, J. S., & Baek, K.Y. (2017). Internet Game Use-Elicited Symptom Screen visade sig vara ett giltigt verktyg för ungdomar i åldrarna 10–19 år. Acta Paediatrica, 107(3), 511-516. doi:https://doi.org/10.1111/apa.14087 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Kline, R. B. (2011). Principer och praxis för strukturell ekvationsmodellering (3rd ed.). New York, NY/London, Storbritannien: Guilford Press. Google Scholar | |
| Koh, Y. (2015). Den koreanska nationella policyn för internetberoende. I C. Måndag & M. Reuter (Red.), Internetberoende neurovetenskapliga tillvägagångssätt och terapeutiska interventioner (s. 219-234). London, Storbritannien: Springer. CrossRef, Google Scholar | |
| Lam, L. T., Peng, Z.W., Mai, J. C., & Jing, J. (2009). Faktorer associerade med internetberoende bland ungdomar. CyberPsychology & Behavior, 12 (5), 551-555. doi:https://doi.org/10.1089/cpb.2009.0036 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Lä, M. H., Kim, S. H., Åh, M., Lä, K.W., & Parkera, M. J. (2016). Ålder vid menarche hos koreanska ungdomar: Trender och påverkande faktorer. Reproduktiv hälsa, 42(1), 121-126. doi:https://doi.org/10.1530/jrf.0.0420121 CrossRef, Google Scholar | |
| Liu, L., Yao, Y. W., Li, C.R., Zhang, J. T., Xia, C. C., Lan, J., Ma, S. S., Zhou, N., & Fang, X. Y. (2018). Samsjukligheten mellan Internetspelstörning och depression: Interrelation och neurala mekanismer. Front Psychiatry, 9, 154. doi:https://doi.org/10.3389/fpsyt.2018.00154 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Niall McCrae, N., Händelser, S., & Purssell, E. (2017). Sociala medier och depressiva symtom i barndom och ungdom: En systematisk översikt. Adolescent Research Review, 2(4), 315-330. doi:https://doi.org/10.1007/s40894-017-0053-4 CrossRef, Google Scholar | |
| Ostovar, S., Allahyar, N., Aminpoor, H., Moafian, F., Inte heller, M., & Griffiths, M. D. (2019). Internetberoende och dess psykosociala risker (depression, ångest, stress och ensamhet) bland iranska ungdomar och unga vuxna: En strukturell ekvationsmodell i en tvärsnittsstudie. International Journal of Mental Health and Addiction, 14 (3), 257-267. doi:https://doi.org/10.1007/s11469-015-9628-0 CrossRef, Google Scholar | |
| Piko, B. F., Milin, R., O'Connor, R., & Sawyer, M. (2011). Multidisciplinärt förhållningssätt till barn- och ungdomsdepression. Forskning och behandling av depression, 2011, 1-3. doi:https://doi.org/10.1155/2011/854594 CrossRef, Google Scholar | |
| Predikant, K. J., & Kelley K. (2011). Effektstorleksmått för medlingsmodeller: Kvantitativa strategier för att kommunicera indirekta effekter. Psychological Methods, 16(2), 93-115. doi:https://doi.org/10.1037/a0022658 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Ryan, N.D. (2003). Barn- och ungdomsdepression: Korttidsbehandlingseffektivitet och långsiktiga möjligheter. International Journal of Methods in Psychiatric Research, 12(1), 44-53. doi:https://doi.org/10.1002/mpr.141 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Seyrek, S., Polis, E., Sinir, H., Ugurlu, M., & Senel, S. (2017). Faktorer associerade med Internetberoende: Tvärsnittsstudie av turkiska ungdomar. Pediatrics International, 59(2), 218-222. doi:https://doi.org/10.1111/ped.13117 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Shapero, B. G., Svart, S.K., Liu, R. T., Klugman, J., Bender, R. E., Abramson, L. Y., & Legering, L.B. (2014). Stressande livshändelser och depressionssymtom: Effekten av emotionell övergrepp i barndomen på stressreaktivitet. Journal of Clinical Psychology, 70(3), 209-223. doi:https://doi.org/10.1002/jclp.22011 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Stavropoulos, V., & Adams, B.L.M. (2017). Symtom på internetspelstörningar i emergent vuxen ålder: samspelet mellan ångest och familjesammanhållning. Journal of Behavioral Addictions, 6 (2), 237-247. doi:https://doi.org/10.1556/2006.6.2017.026 Länk, Google Scholar | |
| World Medical Association (2013). Helsingforsdeklarationen: Etiska principer för medicinsk forskning som involverar människor. JAMA, 310(20), 2191-2194. doi:https://doi.org/10.1001/jama.2013.281053 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Yen, C. F., Chou, W. J., Liu, T. L., Yang, P., & Hu, H. F. (2014). Sambandet mellan symtom på internetberoende med ångest, depression och självkänsla bland ungdomar med uppmärksamhetsstörning/hyperaktivitetsstörning. Omfattande psykiatri, 55 (7), 1601-1608. doi:https://doi.org/10.1016/j.comppsych.2014.05.025 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Younes, F., Halawi, G., Jabbour, H., El Osta, N., Karam, L., Hajj, A., & Rabbaa Khabbaz, L. (2016). Internetberoende och relationer med sömnlöshet, ångest, depression, stress och självkänsla hos universitetsstudenter: en tvärsnittsdesignad studie. PLoS One, 11 (9), e0161126. doi:https://doi.org/10.1371/journal.pone.0161126 CrossRef, Medline, Google Scholar | |
| Zamani, E., Kheradmand, A., Cheshmi, M., Abedi, A., & Hedayati, N. (2010). Jämföra sociala färdigheter hos elever som är beroende av datorspel med vanliga elever. Missbruk och hälsa, 2(3–4), 59-65. doi:https://doi.org/10.1016/S0924-9338(12)74212-8 Medline, Google Scholar |
;
