BMC-psykiatri. 2016; 16: 132.
Publicerad online 2016 May 10. doi: 10.1186/s12888-016-0836-3
PMCID: PMC4862221
Abstrakt
Bakgrund
7-objektet Game Addiction Scale (GAS) är en används för att skärmen för beroendeframkallande spelanvändning. Både tvärspråklig validering och validering på franska och tyska behövs i vuxnaprover. Syftet med studien är att utvärdera den faktiska strukturen för den franska och tyska versionen av GAS bland vuxna.
Metoder
Två prover av män från franska (N = 3318) och tyska (N = 2665) Språkområden i Schweiz bedömdes med GAS, Major Depression Inventory (MDI), Brief Sensation Seeking Scale och Zuckerman-Kuhlman Personality Questionnaire (ZKPQ-50-cc). De bedömdes också för användning av cannabis och alkohol.
Resultat
Den interna konsistensen hos skalan var tillfredsställande (Cronbach a = 0.85). En enfaktorlösning hittades i båda proverna. Små och positiva associeringar hittades mellan GAS-poäng och MDI, liksom Neuroticism-ångest och aggression-fientlighet underskalorna i ZKPQ-50-cc. En liten negativ associering hittades med ZKPQ-50-cc-underskalan.
Slutsats
GAS, i dess franska och tyska versioner, är lämplig för bedömningen av spelberoende bland vuxna.
Elektroniskt kompletterande material
Onlineversionen av den här artikeln (doi: 10.1186 / s12888-016-0836-3) innehåller tilläggsmaterial som är tillgängligt för behöriga användare.
Bakgrund
Utvidgningen av Internet har många fördelar, inklusive dess användning för kommersiella, sociala, psykologiska, akademiska och medicinska ändamål [1-9]. Allvarliga problem har emellertid väckts i samband med eventuella Internet- och Internet-spelberoende [10-15]. I synnerhet har onlinespel fått uppmärksamhet för sina möjliga länkar till beroendeframkallande användningsmönster i en undergrupp av användare [16-18]. Ett antal studier har rapporterat viktiga samband mellan internet- eller spelberoende och psykiatriska konstruktioner eller störningar [19], såsom depression [20-22], ångeststörningar [22, 23], uppmärksamhetsbrist störning [21, 24], ensamhet [25-27], introversion, neurotism, impulsivitet [17, 18, 26, 28-31] och missbruksstörningar [32]. Överdriven internetanvändning har dessutom varit förknippad med familjeproblem och sociala problem [33, 34].
Internet gaming störning ”(IGD) [35] infördes i avsnittet 3 i DSM-5 som ett tillstånd som garanterar mer klinisk forskning och erfarenhet innan det kan övervägas för inkludering som en formell störning. DSM-5 föreslår att IGD kan hänvisa till den vedvarande och återkommande användningen av Internet-spel som är förknippade med nöd eller nedsättning under en period av minst 12-månader.
Det rapporterades ofta att symtom på Internet Gaming Disorder inkluderar ihållande upptagen av Internet-spel, svårigheter att kontrollera eller minska tiden på spel, negativa konsekvenser av förlust av kontroll (lura andra, konflikt, social isolering och trötthet, förlorat förhållande eller möjligheter ), förlust av intresse för andra aktiviteter, användning av spel på internet för att undkomma eller lindra ett dysforiskt humör, tillbakadragande och tolerans [36-38].
Sedan uppkomsten av begreppet internetberoende [39] och Internet Gaming Disorder, ett antal psykometriska åtgärder har utvecklats [37, 39-43]. 7-objektet Game Addiction Scale (GAS) är en sådan kort åtgärd. Denna skala utvecklades specifikt av Lemmens et al. att bedöma spel bland ungdomar [44] och baserades konceptuellt på kriterierna för patologisk spel i den fjärde upplagan av DSM (DSM-IV). Varje punkt på GAS föregås av uttalandet "Under de senaste sex månaderna, hur ofta ..." och poängsätts på en 5-punkt Likert-skala (1 = aldrig, 2 = sällan, 3 = ibland, 4 = ofta och 5 = mycket ofta). Lemmens et al. [44] föreslog två format för bedömning av förekomsten av spelberoende: ett monotetiskt format (alla objekt som poängsat över 3) och ett polytetiskt format (minst hälften av objekten som poängterar 3 eller högre). Han ansåg att det monotetiska formatet skulle leda till en bättre uppskattning av förekomsten av beroende än det polyetiska formatet [44].
Bra korrelationer hittades mellan GAS-poäng och veckotiden på spel. Poängen korrelerades dessutom med ett antal konstruktioner som tidigare förknippats med spelberoende såsom lägre livstillfredsställelse, lägre social kompetens, högre ensamhet och högre aggression [44]. Högre GAS-poäng förknippades med uppmärksamhetsförskjutning och fler fel i svarshämning relaterade till spelkoder [45]. Resultaten överensstämmer med många studier som kopplar impulsivitet och specifik signalreaktivitet med andra beroendeframkallande beteenden [46-48], Internet missbruk [17, 29] eller spelrelaterade störningar [49]. Factorialanalyser indikerade att GAS var oändimensionell [44, 50]. Jämfört med andra skalor har GAS bättre täckning av IGD-kriterierna i DSM-5 [35] (se även tabell 1).
Överraskande rapporterades inte skalornas psykometriska egenskaper bland unga vuxna trots den stora spridningen av spel i den befolkningen [16], särskilt bland unga män [25].
Huvudmålet med den aktuella studien var att undersöka de psykometriska egenskaperna för 7-GAS-objektet hos unga vuxna män. Ett sekundärt mål med studien var att utföra en korsvalidering av två prover från olika språkliga regioner i Schweiz - fransktalande och tysktalande - och att bedöma GAS: s invarians eller ekvivalensegenskap i dessa två språkliga grupper.
Metoder
Deltagare och procedur
Uppgifterna som användes i denna studie har sitt ursprung i en longitudinell studie utformad för att bedöma substans- och spelanvändning bland unga schweiziska män: Cohort-studien om ämnesanvändning riskfaktorer (C-SURF)
Den aktuella studien, utfärdad från C-SURF: s forskningsprotokoll nummer 15 / 07, godkändes av Lausanne University Medical Schools etiska kommitté för klinisk forskning.
Alla deltagare gav sitt skriftliga informerade samtycke till att delta i studien.
Deltagarna rekryterades mellan augusti 2010 och november 2011 i tre av de sex nationella rekryteringscentren för armén. Ett av centren ligger i Lausanne (fransktalande område) och de andra två i Windisch och Mels (tysktalande område). Rekryteringscentren omfattar alla schweiziska fransktalande kantoner och 21 av 26 kantoner i Schweiz. Arméns värnplikt är obligatoriskt i Schweiz, och sålunda var praktiskt taget alla unga män i motsvarande kantoner som är cirka 20 år berättigade till deltagande i C-SURF-studien.
Under rekryteringsperioden för studien rapporterade 15,074 1,829 män till rekryteringscentren. Av dessa potentiella deltagare informerades 12.1 (XNUMX%) aldrig om C-SURF (kort sjukdom vid tidpunkten för mötet, inte informerad om studien av militärpersonalen), eller valdes slumpmässigt ut i en annan pågående studie, kallad CH-X [51]. CH-X är en upprepad tvärsnittsundersökning som har ett fast och obligatoriskt schema på 90 minuter inom rekryteringsförfarandena. Därför störde deltagande i CH-X vanligtvis inte våra inskrivningsförfaranden, som ägde rum innan arméförfarandena inleddes. I några fall var deltagarna dock redan borta för att fylla i CH-X-frågeformulär innan vi kunde informera dem om vår studie. Eftersom vi har lovat att inte störa arméns förfaranden kunde vi inte kontakta några av dem. Så vitt vi vet kan vi inte se några systematiska fördomar som dessa få icke-kontaktade personer på grund av CH-X-krav kan ha orsakat. Dessa män rapporterade inte till forskningspersonalen och kunde inte inkluderas. Av de 13,245 87.9 (7,563%) män som informerades om studien gav 57.1 10 (XNUMX%) sitt skriftliga tillstånd att delta. Tyvärr har vi ingen information om motiven för att inte samtycka. En anledning kan vara att underteckna ett slags kontrakt för en långvarig studie (C-SURF planeras för en period av tio år) kan avskräcka vissa individer. En jämförelse av samtycke och icke-samtycke [52] avslöjade att icke-samtycke oftare var substansanvändare än samtycke, men skillnader var ofta icke-signifikanta och ibland i motsatt riktning (t.ex. samtycke var oftare alkoholanvändare än icke-samtycke). Rekryteringscentra användes endast för att registrera deltagare; frågeformulär skickades till privata adresser och sekretess garanterades, särskilt när det gäller armén. En slutlig summa av 5,990 79.2 (3,320%) deltagare slutförde frågeformuläret. Av detta antal var 2,670 XNUMX fransktalande och XNUMX tysktalande.
Instrument
Spelberoende skala (GAS)
Den engelska versionen av skalan översattes och översattes till franska och tyska. Ett inledande uttalande för skalpunkterna riktade deltagarna tydligt att svara i relation till deras spelanvändning: ”Nu är vi intresserade av att veta hur mycket tid du har spenderat på spel. Detta inkluderar cybergames på internet eller spel på en konsol ”(Ytterligare fil 1).
I enlighet med hypotesen från Lemmens et al. [44], de som fick "ibland" eller mer på alla sju artiklarna definierades som monotetiska spelare ("patologisk spel"), och de som gjorde "ibland" eller mer på minst hälften av objekten (fyra till sex av sju artiklar) definierades som polyetiska spelare (överdrivet spel).
Höga tillförlitlighet för spelberoende skalan med Cronbach alfa av .82 till .87 rapporterades i den ursprungliga valideringsstudien [44].
Major depression inventering (MDI)
MDI användes för att bestämma graden av depression under de senaste två veckorna [53, 54]. Det är ett självrapporterande stämningsfrågeformulär. En sexpunktsskala från "aldrig" (0) till "hela tiden" (5) användes och en total poäng beräknades. MDI kan också användas som ett diagnostiskt instrument med algoritmer som leder till DSM-IV eller till den internationella klassificeringen av mentala och beteendestörningar (ICD-10) kategorier utan depression, mild till måttlig depression och svår depression.
Tidigare studier av inventeringen av stort depression indikerar att MDI har god tillförlitlighet och intern konsistens (Cronbachs alfakoefficient: upp till 0.94) såväl som god känslighet, specificitet och giltighet som en unidimensionell skala för depression med tillräcklig avstängningsscore [53, 55, 56].
Kort känsla som söker skala (BSSS)
BSSS [57] är en skala med åtta artiklar, varje objekt som poängsätts på en fempunktsskala från “starkt instämmer” (1) till “starkt instämmer” (5). BSSS involverar följande dimensioner: äventyr, tristess, desinhibition och erfarenhetssökning. Den totala poängen var tidigare associerad med risken för läkemedelsanvändning i ett prov av ungdomar [57].
Tillräcklig intern konsistens hos BSSS rapporterades tidigare (Cronbachs alfakoefficient: 0.74) [57].
Zuckerman-Kuhlman personlighetsfrågeformulär (ZKPQ-50-cc)
ZKPQ-50-cc bedömer olika aspekter av personlighet [58]. Tre underskalor, vardera bestående av 10-objekt, användes för att bedöma neurotism / ångest, sällskap och aggression / fientlighet. Deltagarna indikerade om de var överens om eller inte håller med om varje uttalande. En genomsnittlig poäng beräknades för varje delskala. Andra studier har visat ett bidrag av neurotism / ångest och aggression / fientlighet till internetberoende [59]. ZKPQ-50-cc uppvisade tillfredsställande psykometriska och tvärkulturella egenskaper, inklusive tillräcklig tillförlitlighet mellan underskalor och länder (Cronbachs alfakoefficient upp till 0.70) [58].
Frågeformulär om ämnesanvändning
Alkoholanvändningen bedömdes inom en tidsram på 12 månader (tabell 2). Följaktligen beräknades frekvensen av berusad dryck (sex standarddrycker eller mer vid ett tillfälle) och dricksdagarna under veckan (måndag till torsdag). Åldern för början av berusning (första avsnittet av att vara berusad) bedömdes också enligt European School Survey Project on Alcohol and Other Drugs [60]. Cannabisanvändning bedömdes genom att fråga om följande: ålder för cannabisanvändning, ålder för första "hög" på cannabis, och cannabisanvändning och frekvens av användning under de senaste 12 månaderna.
Statistiska analyser
I denna studie använde vi SPSS 18.0 och AMOS 19.0 (Analys av Momentstrukturer; SPSS Inc., Chicago, IL). Först beräknades beskrivande statistik för deltagarnas egenskaper. Intern konsistens, det vill säga i vilken utsträckning GAS-artiklarna var inbördes relaterade, mättes sedan med hjälp av Cronbachs koefficient. Streiner och Norman [61] föreslår att alfa är över 0.70, men inte mycket högre än 0.90.
Därefter användes undersökande faktoranalyser (EFA) för att bedöma faktorstabilitet i skalan såsom validerad av Lemmens och al [44]. Antalet faktorer extraherades med Velicers minsta genomsnittliga partiella test (MAP) som utfördes på korrelationsmatrisen [62]. Detta nummer bekräftades sedan genom parallella analyser. Vid parallella analyser är fokuset på antalet komponenter som står för mer varians än komponenterna härrörande från slumpmässiga data, medan i MAP-testet är fokus på de relativa mängderna systematisk och osystematisk varians som finns kvar i en korrelationsmatris efter extraktioner av ett ökande antal komponenter [63].
Även om EFA är mer lämpligt för nyutformade frågeformulär är det inte ovanligt att även använda dem i en revalideringsprocess när data samlas in från ett annat prov eller en annan population. Användningen av EFA här var för att utvärdera stabiliteten hos faktorerna i de två språkliga regionerna, eftersom detta är en grundförutsättning för ytterligare undersökning av verktygets ekvivalens mellan de olika undergrupperna.
För bestämning av multigroup-invarians använde vi förfarandet som beskrivs i SEM (strukturell ekvationsmodellering) efter Jöreskogs arbete [64]. Vid testning av gruppekvivalens är det vanligt att använda bekräftande faktoranalys (CFA) -modeller, en metod bland SEM: s allmänna klass. Beroende på forskningsfrågan kan sökning efter gruppekvivalens innebära en serie tester som utförs i följande restriktiva ordning: konfigurativ ekvivalens, mätekvivalens och strukturell ekvivalens. Konfigurering av invarianskontroller fokuserar på i vilken utsträckning antalet faktorer och mönster i deras struktur liknar mellan grupper. Värt att notera är dock att bestämning av en lämplig baslinjemodell krävs för varje grupp separat, på vilken den konfigurativa modellen härleds. Å andra sidan, när man testar för mätning och strukturell invarians, fokuserar intresse mer specifikt på i vilken utsträckning parametrar i modellens mätning och strukturella komponenter är ekvivalenta i grupperna [65, 66]. Med tanke på att våra forskningsfrågor rör mätningskvivalens mellan grupper fokuserar de statistiska analyserna på konfigurativ invarians och invarians av faktorbelastningar över de två språkliga regionerna.
Utvärdering av modellpassning
Modellenas goda passform undersöks genom olika index, som beskrivs nedan [67].
- Smakämnen χ2 till frihetsgraden (χ2/ Df). Flera forskare har rekommenderat att använda detta förhållande som ett mått på passform för att övervinna problem i samband med χ2 teststatistik. Dessa problem inkluderar bland annat överträdelser av antaganden, modellkomplexitet och beroende av provstorlek. Förhållanden så låga som 2 tycks indikera en rimlig passform.
- Jämförelseindex (CFI). CFI sträcker sig från 0 till 1, med högre värden som indikerar bättre passform. En tumregel är att värden större än 0.95 kan tolkas som en bra passform, medan värden mellan 0.90 och 0.95 indikerar acceptabel passning relativt oberoende-modellen.
- Rots medelkvadratfel för approximation (RMSEA). Detta är ett mått på ungefärlig passform i befolkningen och är därför bekymrad över skillnaden på grund av approximation. RMSEA är avgränsat under 0. RMSEA-värden mindre än eller lika med 0.05 kan betraktas som en bra passform, mellan 0.05 och 0.08 en acceptabel passning och större än 0.8 en medelmåttig passning, medan värden> 0.10 inte är acceptabla.
Förändringar i statistik om goda anpassningar undersöktes också för att upptäcka skillnader i de olika modellerna. En betydande skillnad i χ2 värden mellan kapslade modeller innebär att alla jämställdhetsbegränsningar inte gäller i grupperna.
Grafisk representation av GAS-artiklarna uppmätta på en ordinär skala visar att antagandet om normalitet inte är hållbart. Som en konsekvens är asymptotiskt fördelningsfri uppskattning istället för uppskattning av maximal sannolikhet en bra strategi för att rymma icke-normalt distribuerad data i SEM-analyser.
Slutligen undersöktes samtidig giltighet genom att korrelera den totala GAS-poängen med poängen för MDI [53]; BSSS [57]; och underskalorna Neurotism-ångest, samhörighet och aggression-fientlighet i ZKPQ-50-cc [58]. Vi undersökte också styrkan i skalföreningen med andra åtgärder relaterade till alkohol- och cannabisbruk. Enligt Cohens tumregel är all korrelation större än 0.5 stor, från 0.5-0.3 är måttlig, från 03 – 0.1 är liten och mindre än 0.1 är trivial [68].
Värden saknas
GAS-saknade värden hanterades med imputationsmetoden för hettäck, varvid varje saknat värde ersätts med ett observerat svar från en liknande enhet med avseende på de egenskaper som observerats av båda fallen [69]. I vår studie valdes BSSS som "däckvariabeln", eftersom den innehåller liten eller ingen saknad data [70]. Vi använde ett makro för hotdäck imputation för SPSS-användare av T. van der Weegen, som kan laddas ner från följande webbplats: http://www.spsstools.net/SampleSyntax.htm.
Överväganden av provstorlek
Provstorlek spelar en viktig roll för att tillhandahålla opartiska parameterns uppskattningar och korrekt modellinformation. Följer Bentler och Chou [71], som rekommenderade minst ett 5: 1-förhållande mellan försökspersoner och variabler för normala och elliptiska fördelningar, verkar det finnas en allmän enighet bland forskare om antagandet av detta förhållande. För kategoriska eller icke-normalt distribuerade variabler krävs dock, som är fallet här, större prover än för kontinuerliga eller normalt fördelade variabler. Ett förhållande på minst 10 personer per variabel för denna typ av distribution rekommenderas [72]. Provet i den aktuella studien uppfyller detta krav.
Resultat
Av de ursprungliga 5,990 observationerna som ursprungligen registrerades saknades GAS-data för 42 deltagare (0.7%). Användningen av hotdeck-imputering tillförde framgångsrikt data för 35 av dem, vilket fortfarande lämnar 7 fall ofullständiga. En slutlig urvalsstorlek på 5,983 3,318 respondenter (2,665 20.0, fransktalande och 1.2 tysktalande) analyserades sedan. Deltagarnas medelålder var 10.6 år (SD = 8.1). Av detta slutliga urval klassificerades 2.3% av de franska och XNUMX% av de tyska respondenterna som polyetetiska användare, medan XNUMX% av respondenterna i varje grupp klassificerades som monotetiska användare. Egenskaperna för varje språkregion redovisas i tabell 2.
Fransktalande samhälle
Den interna konsistensen av GAS var god, vilket återspeglas av en Cronbachs koefficient på 0.86. EFA av Velicers MAP-test föreslog en enfaktorslösning. Detta fynd bekräftades framgångsrikt genom parallell analys. Denna enfaktormodell utvärderades sedan i CFA med AMOS. Med vägledning av modifieringsindex och ovanliga standardiserade rester som antydde korrelationen mellan sex felvariationer etablerade vi en välmonterad modell som uppvisade god passning i förhållande till oberoende-modellen (χ2/ df = 2.6, CFI = 0.99, RMSEA = 0.02).
Tysktalande samhälle
Den interna konsistensen hos skalan var tillfredsställande (Cronbach a = 0.85). En enfaktorslösning hittades också i EFA av Velicers MAP och bekräftades genom parallell analys. Samma vägmodell som användes för att utvärdera den fransktalande gruppen tillämpades på den tyskspråkiga gruppen. Denna modell presterade mer dåligt men gav fortfarande acceptabla goda-av-fit-värden (χ2/ df = 5.9, CFI = 0.94, RMSEA = 0.04).
Multigroupanalys
Testning för konfigurativ ekvivalens
Efter att ha bestämt en välpassad modell för varje grupp separat testade vi konfigurativ ekvivalens där samma parametrar uppskattades igen i en multigroupmodell. Med andra ord uppskattades parametrar för båda grupperna samtidigt. Resultat relaterade till denna multigruppsmodell avslöjade a χ2 värdet på 91.53 med 17 frihetsgrader. CFI- och RMSEA-värden var 0.97 respektive 0.02, vilket gav en acceptabel anpassning. Dessa värden är basvärdena mot vilka alla efterföljande tester för invarians jämfördes.
Testning för faktoriell mätekvivalens
En modell med alla belastningar (faktorbelastningar per grupp visas i tabellen 3) som var begränsade till att vara lika över grupper anpassades. Statistik över goda anpassningar relaterade till denna begränsade tvågruppsmodell presenteras i tabellen 4 (andra posten). När vi testade på invariansen i denna begränsade modell jämförde vi dess χ2 värdet av 114.59 med 23 frihetsgrader med det för den obegränsade modellen (χ2(17) = 91.53). Denna jämförelse gav en χ2 skillnad (Δχ2) av 23.06 med 6 frihetsgrader, vilket är statistiskt signifikant (p = 0.001). Därför avvisades jämställdhetsbegränsningarna för alla faktorbelastningar. Med tanke på avvisandet av fullständig faktoriell invarians fortsatte vi med att kontrollera vilka faktorer som belastning var olika. Eftersom faktorbelastningsparametrar befanns vara invarianta över grupper, bibehölls deras specificerade jämställdhetsbegränsningar, kumulativt, under resten av processen för invariansprovning [73]. Först gav begränsande faktorbelastningar för Tolerance-objektet att vara lika över grupperna icke-signifikanta resultat, vilket antyder att de är lika. För identifieringsändamål begränsades redan lastningen för Salience-objektet för att ta värdet på 1 i båda grupperna. Nästa, att hålla denna jämställdhetsbegränsning och lägga till jämställdhetsbegränsningen för humörmodifiering resulterade fortfarande i icke-betydande χ2 värden. Detta fortsatte tills vi nådde uttag, där det var betydande χ2 resultaten föreslog att jämställdhet mellan de två grupperna. Tester upprepades för konflikter och problem, som återigen var obetydliga. Det detaljerade förfarandet visas i tabellen 4. Alla observerade mått, utom för tillbakadragande, visade sig fungera lika för båda språkliga regionerna.
Korrelationsanalys i det fransktalande samhället
Korrelationsanalys användes för att undersöka samtidig giltighet mellan GAS och andra liknande konstruktioner. Som visas i tabellen 5, föreningen mellan GAS och MDI-totalpoängen och med ZKPQ-50-cc Anxiety-underskalan var liten (ρ = 0.27 respektive ρ = 0.24) och föreningen av GAS med ZKPQ-50-cc Underskalan var liten och negativ (ρ = −0.20). Korrelationerna med de andra utvärderingsåtgärderna ansågs vara triviala.
Korrelationsanalys i det tysktalande samhället
Som visas i tabellen 6, föreningen mellan GAS och MDI och med ZKPQ-50-cc Angstunderskalan var liten (ρ = 0.24 och ρ = 0.23). Denna förening var mindre med ZKPQ-50-cc-underskalan för aggresivitet (ρ = 0.15) och med underskalan Sociency (ρ = - 0.10).
Diskussion
Den aktuella studien är den första som bedömer, enligt vår kunskap, de psykometriska egenskaperna för 7-GAS-objektet bland representativa prover av franska och tysktalande vuxna män.
Huvudfyndet är att enfaktormodellen för 7-artikeln GAS har goda psykometriska egenskaper och passar uppgifterna väl i båda proverna. Resultaten är i enlighet med ett antal tidigare resultat [44, 50] och tillåta deras utvidgning till vuxna. [74, 75].
Dessutom konstaterades att alla observerade mått, utom för tillbakadragande, fungerade på samma sätt för båda språkliga regionerna. Detta ökar skalans tvärspråkiga giltighet. Svagheten relaterad till det utträdesrelaterade objektet kan bero på brist på precision i detta koncept när det används för spelanvändning [36]. Det kan också indikera skillnader mellan grupper i den underliggande konstruktionen. Denna hypotese gäller dock inte eftersom dessa skillnader inte återspeglas i storleken på faktorbelastningarna, vars värden är liknande (0.65 vs. 0.71). Avvikelser mellan den franska och den tyska översättningen av denna relaterade artikel kan förklara skillnaden. Men efter att vi diskuterat detta igen med tvåspråkiga individer kan vi dock inte hitta stora skillnader i betydelsen av de använda orden. Även om detta är den största skillnaden i faktorbelastningar förblir den marginell jämfört med de andra (0.06 i absolut värde). Därför är den enda rimliga förklaringen att den statistiska betydelsen av χ2 statistik som observerats är med all sannolikhet inducerad av den stora provstorleken för nästan 6,000 individer.
I överensstämmelse med många studier om användning av spel och Internet [19, 21, 76], hittades en associering mellan depressiva symtom och GAS-poäng. Dessutom fann man en liten associering mellan GAS-poäng och både Neuroticism-Angst-dimensionen och Agkression-fientlighet-underskalan i ZKPQ-50-cc. Dessa sammanslutningar överensstämmer med fynd relaterade till droganvändningsrelaterade missbruk [77, 78] och är i överensstämmelse med andra studier relaterade till internet- eller spelberoende [59, 79]. Dessutom, som i andra studier [79], hittades en negativ koppling till underskalan för förenlighet. Detta verkar vara förenligt med resultaten från andra studier som visade en koppling mellan ensamhet och låg social kompetens med spelberoende [25, 80].
Den aktuella studien visade inte ett samband mellan GAS-poäng och sensationssökande. Detta fynd strider mot andra studier [81]. Vissa forskare har visat att sensationssökning är relaterad till extraversion [58]. Spel- och internetberoende verkar dock vara mer kopplade till introversion än till extraversion [82], och så är det troligt att sensationssökning inte har associerats här med GAS-poängen. I motsats till resultaten från ett antal tidigare studier [19, 26, 32, 83], den nuvarande studien kunde inte visa en koppling till alkohol- eller cannabisbruk. Dessa föreningar medierades eventuellt av den specifika föredragna onlineaktiviteten och kan skilja sig från en aktivitet till en annan [84].
Med totalt 2.3% av deltagarna klassificerade som monotetiska användare och ytterligare 9.5% klassificerade som polyetetiska användare (överdrivna användare) är prevalensen i denna studie jämförbar med den som hittades i den ursprungliga GAS-studien [44] och i ett antal andra schweiziska och europeiska studier [85-89]. Lite lägre [90, 91] eller högre prevalenssiffror [12, 92] rapporterades emellertid i andra studier. Skillnaderna är förmodligen en följd av skillnader i utvärderingsverktyg, populerad studie, användning av polyetisk klassificering och föreslagna avbrott [12].
Studien har ett antal styrkor, såsom rekryteringen av ett representativt urval av unga män och en hög svarsfrekvens. Detta är en möjlig fördel med tanke på självutvecklingsbias som beskrivs i online-rekryteringsbaserade studier [93]. En annan viktig styrka är införandet av två olika och stora språkliga prover. Bland svagheterna i studien är bristen på kvinnor i de aktuella proverna och en brist på samtidig utvärdering av deltagarnas specifika spelaktiviteter. Ytterligare studier av GAS kan behövas för att utvärdera olika spel och annat internetrelaterat beteende.
Slutsats
7-artikeln GAS verkar vara ett intressant utvärderingsverktyg. Denna skala, som tidigare använts för ungdomsprover, verkar vara tillräcklig för vuxna prover och har goda psykometriska egenskaper i sina franska och tyska versioner.
Etikgodkännande och godkännande för att delta
Studien till hands, utfärdad från C-SURF-forskningsprotokoll nummer 15/07, godkändes av Lausanne University Medical Schools etikkommitté för klinisk forskning. Alla deltagare gav sitt skriftliga informerade samtycke till att delta i studien.
Godkännande för publicering
Inte tillämpbar.
Tillgänglighet av data och material
Tillgänglig på begäran till den sista författaren Gerhard Gmel: [e-postskyddad].
Tack
Till finansieringskällan.
Finansiering
Finansiering för denna studie tillhandahölls av Swiss National Science Foundation (FN 33CSC0-122679 och FN 33CS30-139467).
Förkortningar
| BSS | kort känsla som söker skala |
| CFA | bekräftande faktoranalys |
| CFI | jämförande passningsindex |
| C-SURF | kohortstudie om ämnesanvändningsriskfaktorer |
| DSM-IV | diagnostisk statistisk manual för psykiska störningar, fjärde upplagan |
| EFA | undersökande faktoranalyser |
| GAS | spelberoende skala |
| ICD-10 | internationell klassificering av psykiska och beteendestörningar |
| KARTA | velicers minsta genomsnittliga partiella test |
| MDI | major depression inventering |
| RMSEA | root medelvärde kvadratfel för approximation |
| SEM | Strukturell ekvationsmodellering |
| ZKPQ-50-cc | Zuckerman-Kuhlman personlighetsfrågeformulär |
fotnoter
Konkurrerande intressen
Författarna förklarar att de inte har några konkurrerande intressen.
Författarnas bidrag
GG organiserade den ursprungliga utredningen och gjorde betydande bidrag till befruktningen och designen och datainsamlingen, YK, GG och DZ föreslog utformningen av detta dokument och gjorde betydande bidrag till befruktningen av studien. YK utarbetade manuskriptet. AC utförde den statistiska analysen och utarbetade manuskriptet. GG, SR, DZ, SA och GT bidrog till att hjälpa till att skriva ut manuskriptet. GG, SR, DZ, SA och GT har varit delaktiga i att revidera manuskriptet kritiskt för viktig intellektuell tillfredsställelse. Alla författare var involverade i tolkningen av data, utarbetande och översyn av artikeln. Alla författare läste och godkände det slutliga manuskriptet.
Referensprojekt
;
