Psychiatry Investig. 2017 Jan; 14 (1): 21 – 29.
Publicerad online 2016 Dec 29. doi: 10.4306 / pi.2017.14.1.21
PMCID: PMC5240456
Hoon Jung Koo,1 Doug Hyun Han,2 Sung-Yong Park,2 och Jung-Hye Kwon
3
Abstrakt
Mål
Denna studie syftade till att utveckla och validera en strukturerad klinisk intervju för internetspelstörning (SCI-IGD) hos ungdomar.
Metoder
Först genererade vi preliminära artiklar av SCI-IGD baserat på informationen från DSM-5 litteraturöversikter och expertkonsultationer. Därefter rekryterades totalt 236 ungdomar, från både gemenskaps- och kliniska miljöer, för att utvärdera de psykometriska egenskaperna hos SCI-IGD.
Resultat
Först befanns SCI-IGD vara konsekvent under tidsperioden på ungefär en månad. För det andra var diagnostiska överensstämmelser mellan SCI-IGD och klinikerns diagnostiska intryck bra till utmärkta. Likelihood Ratio Positive och Likelihood Ratio Negativa uppskattningar för diagnos av SCI-IGD var 10.93 respektive 0.35, vilket indikerar att SCI-IGD var 'mycket användbart test' för att identifiera närvaron av IGD och 'användbart test' för att identifiera frånvaron av IGD. För det tredje kunde SCI-IGD identifiera oordningiga spelare från icke-störda spelare.
Slutsats
Studiens konsekvenser och begränsningar diskuteras också.
INLEDNING
Under det senaste decenniet har en ökande mängd forskning publicerats om Internet Gaming Disorder (IGD). Även om de är preliminära till sin natur har det föreslagits att individer som misstänks för IGD ofta uppvisar funktioner för tvångsmässig användning, tillbakadragande, tolerans och negativa återverkningar som kännetecknar störningsanvändningsstörningar.1 Nyligen genomförda studier har också rapporterat individer som visar liknande neurobio-psykosociala egenskaper vid screening för IGD och substansanvändningssjukdomar.2 Det finns emellertid en betydande debatt om legitimiteten av IGD som en oberoende klinisk störning på grund av den konceptuella förvirring och ofta uppträdande av IGD i samband med komorbida tillstånd. För att fastställa dess legitimitet är det viktigt att utveckla en överenskommen definition och samla upp data om dess presentation över olika åldrar och kulturer, temporär stabilitet och mekanismer som ligger till grund för dess psykopatologi.
Nyligen har Petry et al.3 presenterade en internationell konsensus relaterad till diagnostiska kriterier för IGD i Diagnostic and Statistical Manual for Mental Disorder, femte upplagan (DSM-5), som ett villkor som är värt en framtida studie.4 Det kritiska första steget för att specificera de konsensusbaserade diagnostiska kriterierna togs i spelberoendefältet där framstegen hade hindrats av bristen på en standarduppsättning diagnostiska kriterier och inget standardiserat utvärderingsverktyg för att mäta IGD. Även om Petry et al.3 banade vägen för att utvärdera IGD på något konsekvent sätt, lämpligheten av DSM-5-kriterierna, de bästa formuleringarna för att mäta dem, och tröskeln för diagnos återstår att adresseras. För att IGD ska inkluderas som en separat mental störning måste robusta empiriska bevis samlas för att belysa konceptualiseringen av IGD antingen som ett missbruk eller inte.
Den kliniska diagnosen av IGD innefattar ett kognitivt och beteendemönster som omfattar ihållande och återkommande användning av Internet-spel, vilket leder till signifikant försämring eller besvär under en period av 12 månader, vilket indikeras genom att godkänna fem eller fler av nio kriterier. De nio kriterierna för IGD inkluderar: 1) upptagen av internetspel; 2) abstinenssymtom när Internet-spel tas bort; 3) tolerans, vilket resulterar i behovet av att spendera ökande mängder tid på Internet-spel; 4) misslyckade försök att kontrollera deltagande i Internet-spel; 5) förlust av intresse för tidigare hobbyer och underhållning till följd av, och med undantag, av internetspel; 6) fortsatte överdriven användning av Internet-spel trots kunskap om psykosociala problem; 7) lura familjemedlemmar, terapeuter eller andra angående hur mycket tid som spenderas på att spela på Internet; 8) användning av Internet-spel för att undkomma eller lindra negativa stämningar; och 9) äventyrar eller förlorar en betydande relation, jobb eller utbildning eller karriärmöjlighet på grund av deltagande i Internet-spel. Diagnostiska kriterier för IGD i DSM-5, som är baserade på en internationell konsensus, har mestadels lånats från substansanvändningsstörning eller spelstörning. Även om dessa kriterier är preliminärt överenskomna egenskaper för en IGD-diagnos bland forskare,5 det är nödvändigt att fastställa diagnosgiltigheten för varje enskilt kriterium genom systematisk undersökning.
En ny granskning av instrument som bedömde spelberoende rapporterade att 18 olika instrument hade utvecklats och använts i 63-studier.6 Trots utmärkt intern konsistens och konvergent giltighet visade granskad instrumentering en brist på konsekventa indikatorer för kärnberoende, inkonsekventa avstängningspunkter relaterade till klinisk status, dålig tillförlitlighet mellan rater och förutsägbarhet. Griffiths et al.7 argumenterade starkt för en enhetlig metod för bedömning av IGD, vilket skulle möjliggöra jämförelser mellan olika demografiska grupper och olika kulturer. Sedan IGD introducerades i DSM-5 har forskare entusiastiskt utvecklat nya diagnosinstrument, t.ex. Internet Gaming Disorder Scale5 eller har modifierade tidigare existerande instrument som tros reflektera de nio kriterierna för IGD, till exempel Video Game Dependency Scale8 och Testet av spel på Internet-spel.9 Dessa instrument är självrapporteringsåtgärder som utformades för att screena och klassificera möjliga fall av störande spelare jämfört med icke-störande spelare.
Självrapporterande frågeformulär har viss styrka genom att de är kostnadseffektiva och enkla att administrera. Men de har vissa begränsningar. För det första kan barn och ungdomar ha svårt att koncentrera sig på de långa frågorna på papper. För det andra kan de sakna den medvetenhet som krävs för att bedöma sitt eget beteende på ett exakt sätt. För det tredje kan de ha svårt att placera sitt eget beteende i ett lämpligt sammanhang för tid / varaktighet. Av dessa skäl har en strukturerad diagnostisk intervju starkt rekommenderats för att diagnostisera psykiatriska störningar hos barn och ungdomar.10,11 Samma argument är mycket relevant för att bedöma och diagnostisera IGD hos barn och ungdomar, särskilt eftersom de tenderar att förneka sitt problematiska spel eller saknar medvetenhet att bedöma sitt eget beteende. Därför är det av stor efterfrågan att utveckla ett strukturerat diagnostiskt intervjuschema för bedömning av ungdomars IGD.
Strukturerade intervjuscheman har vissa fördelar jämfört med öppna kliniska intervjuer. Även med diagnossystemet DSM-5 kan det finnas en väsentlig oenighet bland raters när diagnosen bygger på en öppen klinisk intervju. Kliniker ställer ofta en intuitiv diagnos utan att kontrollera alla diagnostiska kriterier. När de använder DSM-5-kriterierna varierar ordningen som används för att utforska olika kriterier bland kliniker och deras tolkning av kriterierna beror på deras egen kliniska erfarenhet. Till skillnad från öppna kliniska intervjuer är strukturerade diagnostiska intervjuer noggrant kopplade till diagnostiska kriterier och formuleringarna och ordningsföljden är förutbestämda. Som ett resultat är tillförlitligheten mellan utvärderingarna högre när man använder strukturerade intervjuscheman eftersom de är mindre mottagliga för intervjuade fördomar. Således har utvecklingen av en strukturerad klinisk intervju varit mycket nödvändig inom detta nya fält av IGD för att säkerställa att kriterierna för DSM-5 kan utvärderas på ett tillförlitligt sätt. Huvudsyftet med denna studie var att utveckla en strukturerad klinisk intervju för ungdomar för att mäta de nio IGD-kriterierna från DSM-5, och testa tillförlitligheten och giltigheten för den strukturerade kliniska intervjun för internet-spelstörning i DSM-5 (SCI- IGD).
Ett annat syfte var att utvärdera diagnostisk giltighet för nio individuella kriterier för IGD i DSM-5. Även om de flesta av de föreslagna DSM-5-kriterierna för IGD ansågs för att fånga fenomenet tillräckligt, har vissa av kriterierna blivit ett fokus för debatt bland forskare på området.12,13,14 Hittills har det varit några försök att använda en semistrukturerad intervju för att ställa en diagnos av IGD i DSM-5. Ko et al.15 nyligen utvärderade diagnosgiltigheten för individuella kriterier för IGD i DSM-5 med hjälp av en diagnostisk intervju. Det rapporterades att alla kriterier för IGD hade diagnostisk noggrannhet som sträckte sig från 77.3% till 94.7% förutom kriterierna för ”lura” och ”flykt” för att skilja universitetsstudenter med IGD från remitterade studenter. van Rooij et al.16 utvidgade också det tidigare existerande klinikadministrerade utvärderingsverktyget (Clinical video game addiction test, C-VAT) för att undersöka känsligheten för nio DSM-5-kriterier i ett kliniskt ungdomsprov och visade att C-VAT 2.0 korrekt identifierade 91% av provet med hjälp av den föreslagna DSM-5 avstängningsscore. Specificiteten för C-VAT 2.0 kunde dock inte undersökas eftersom de inte inkluderade friska spelare. Även om dessa två studier tillhandahöll en del värdefull information om giltigheten av DSM-5-kriterierna, måste IGD-diagnostiska kriterier i DSM-5 underkastas omfattande psykometriska tester med både community-prover och kliniska prover för att fastställa god tillförlitlighet och giltighet.
Utveckling av SCI-IGD
SCI-IGD utvecklades genom tre steg. Studiens första steg bestod av produktgenerering. Författare definierade IGD tentativt som en specifik typ av beteendemissbruk som inte bara delar likheter i presentationen med substansanvändningsstörning och spelrelaterad störning (t.ex. förlust av kontroll, negativa konsekvenser) utan också har funktioner som är unika för IGD (t.ex. irritabilitet, hälsorelaterade) problem). Litteraturöversikt och samråd med 8-experter som har betydande IGD-relaterad klinisk erfarenhet gjordes för att upprätta en uppsättning komponenter för IGD-arbetsgrupp. Som ett resultat valdes totalt 7-komponenter såsom upptagenhet, försiktighet, förlust av kontroll, tolerans, tillbakadragande, humörmodifiering och negativa konsekvenser. För att utveckla artiklar, föremål som tappade på 7-komponenter översamplades från befintliga, psykometriskt etablerade instrument samt föreslagna formuleringar från DSM-arbetsgruppen.3,17,18,19,20,21 Vid undersökning raderades den ursprungliga poolen av föremål, objekt som var överlappande eller hade tvetydiga betydelser. För att slutföra föremål och frasering av frågor gjordes diskussion mellan författare och ett samrådsmöte med experter, vilket resulterade i en preliminär SCI-IGD av 16-artiklar som bedömde 6-komponenter: upptagenhet (inkluderad salience), återkallelse, tolerans, förlust av kontroll (DSM -5-kriterier; "misslyckat försök att kontrollera" och "fortsätta trots problem"), humörmodifiering (DSM-5-kriterier; "fly"), negativa konsekvenser (DSM-5-kriterier; "förlust av intresse", "lura", " äventyra'). I det andra steget administrerades den preliminära SCI-IGD till ett samhälleprov av 28 elever i skolan med spelproblem (19-män och 9-kvinnor) som gick med på att delta i intervjun. För att undersöka ansiktsgiltigheten för intervjuposter övervakades noggrant skillnaden mellan svar på intervjuobjekten och det allmänna intrycket. I denna process konstaterades det att extra försiktighet bör tas när intervjupersonerna inte erkände förekomsten av problematisk spel. På grund av tvetydiga betydelser utesluts 4-objekt från den slutliga versionen. Baserat på den preliminära testen av SCI-IGD valdes totalt 12-objekt som den slutliga versionen av SCI-IGD.
Beskrivning av den slutliga versionen av SCI-IGD
Diagnostisk täckning
SCI-IGD möjliggör bedömning av DSM-5 Internet Gaming Disorder för händelsen under de senaste 6 månaderna.
Struktur och innehåll
SCI-IGD är en omfattande, helt standardiserad diagnostisk intervju främst för användning i epidemiologiska undersökningar och forskning om mental hälsa. Den slutliga versionen av SCI-IGD bestod av två delar. Den första delen av SCI-IGD var avsnittet om fördiagnos som består av frågor inklusive demografisk information och spelmönster. Den andra delen av SCI-IGD var diagnostisk intervjuavsnitt.
Poängalgoritm
SCI-IGD kräver att åtminstone en av de ena, två eller tre diagnostiska frågorna bekräftas.
METODER
Deltagare
Den slutliga versionen av SCI-IGD administrerades till totalt 236 medelskolestudenter [medelålder: 13.61 år (SD = 0.87)] i Seoul, Korea [69 flickor (29.3%), 167 pojkar (70.7%)]; 192-deltagare rekryterades från fem mellanskolor i Seoul och Gyeonggi-provinsen i Korea (i vissa skolor uppmuntrade skoladministratörer elever med tungt spel att delta i studien i syfte att främja medvetenhet, och 39 samplades från internetkaféer där ungdomar med svår internet relaterade problem tillbringar vanligtvis större delen av sin fritid, och 5 in-patienter som sökte behandling för spelrelaterade problem från 'A' University Hospital i Seoul. Deltagarna valdes utifrån följande kriterier: 1) de kunde delta på en 20-min intervju och 2) de skulle kunna ge koherenta svar på frågor. Bland 236 deltagare, 111 [medelålder: 13.53 (SD = 0.73); 27 flickor (24.3%), 84 pojkar (75.7%); 93 från mellanskolor, 18 från internetkaféer] genomgick två intervjuer för att undersöka diagnosavtalet; en gång av en intervjuare som använder en SCI-IGD och en gång av en psykiater som genomför en öppen klinisk intervju.
Tillvägagångssätt
Institutional Review Board (IRB) vid 'B' University godkände alla procedurer. Dessutom genomfördes alla utvärderingssessioner privat och av individer som var blinda för resultaten från andra intervjuer. Administrationsordningen var motbalanserad. Medeltiden för varje intervju varierade mellan 15 och 20 minuter. Informerat samtycke erhölls från alla deltagare och deras föräldrar före intervjun; varefter deltagarna kompletterade självrapportfrågor. Varje ungdom fick ett presentkort på $ 10 för att köpa böcker för sitt deltagande. För att testa tillförlitligheten testades 16-deltagarna, efter att ha haft sin första SCI-IGD-intervju, till en andra oberoende identisk SCI-IGD-intervju av en annan intervjuare, som inte var medveten om några resultat från den första intervjun. De informerades också om att de inte borde anta att symptom som indikerades i testintervju inte skulle behöva rapporteras igen i omprövningsintervjun. Det genomsnittliga tidsintervallet mellan varje undersökning i denna studie var cirka fyra veckor.
Intervjuerens egenskaper och utbildning
De två deltagande psykiatrikerna hade lång erfarenhet av bedömning och behandling av IGD vid Internet Game Addiction Counselling Center, som var anslutet till avdelningen för psykiatri vid 'A' universitetssjukhus. För att bedöma tillförlitligheten hos psykiaterns diagnoser beräknades kappa på kriterier och diagnostisk nivå. Överenskommelsen mellan de två psykiatrikerna varierade från bra till utmärkt, som alla sträckte sig över 0.89.
Fyra kliniska psykologer på doktornivå med minst fem års utbildad klinisk erfarenhet och sex doktorander som övervakas av kliniska psykologer på doktornivå administrerade varje SCI-IGD. Före mötet med deltagarna instruerades alla intervjuare i en 60-minuts SCI-IGD-utbildning. Avtalet mellan intervjuarna varierade från bra till utmärkt med de flesta över 0.89.
åtgärder
K-Scale22
En K-skala administrerades i syfte att kontrollera SCI-IGD: s samtidiga giltighet. K-skalan består av 40-objekt, varje objekt görs med hjälp av en 4-punktsskala som sträcker sig från 1 (inte alls) till 4 (alltid). Ursprungligen fanns det tre bidragande faktorunderskalor, såsom underskalor för störning av verklighetstestning, automatiska beroendeframkallande tankar och virtuella interpersonliga relationer, liksom fyra symtomrelaterade faktorunderskalor som underskalor av dagliglivsstörning, avvikande beteende, tolerans och uttag. Koo et al.23 nyligen undersökt K-symptomskalans diagnostiska giltighet, komponering av 24 artiklar från fyra symptomrelaterade underskalor och beräknat de nya diagnosgränspunkterna. Cronbachs alfa för K-skalan var 0.96 i denna studie.
Kort symptominventar24
Den koreanska versionen av BSI26 administrerades för att bedöma depressionens och ångestnivåerna hos försökspersonerna. Ämnen stödde varje artikels relevans för deras upplevelse under de senaste sju dagarna på en 7-punktsskala, från 5 (inte alls) till 0 (extremt). Cronbachs alfa för depression och ångestunderskala var 4 och 0.85 i den ursprungliga valideringsstudien24 och 0.89 och 0.91 i den aktuella studien.
Styrkor och svårighetsfrågeformulär26
Den koreanska versionen av SDQ27 användes för att bedöma uppförandeproblem, uppmärksamhetsproblem och kamratproblem. Den består av 25-poster med 5-poster i var och en av dess fem delskalor, med hjälp av en 4-punktsskala från 0 (inte alls) till 3 (extremt). Cronbachs Alpha för beteende, uppmärksamhet och peer-problemunderskalor för SDQ var från 0.50 till 0.80 i det koreanska urvalet27 och från 0.70 till 0.87 i den aktuella studien.
Svårighet i frågeformuläret för känsloregleringen28
Den koreanska versionen av DERQ29 användes för att bedöma förmågan att reglera känslor. Den har 36 objekt och utvärderas med hjälp av en 5-punkts skala från 1 (nästan aldrig) till 6 (nästan alltid). Cronbachs Alpha för DERQ var 0.93 i det koreanska urvalet29 och 0.90 i den aktuella studien.
Statistisk analys
Vi beräknade index för diagnostisk noggrannhet (känslighet, specificitet, sannolikhetsförhållanden) för att undersöka diagnostisk överensstämmelse mellan SCI-IGD och det kliniska intrycket av psykiatriker. Känslighet är sannolikheten att SCI-IGD säger att en person har IGD när de faktiskt har diagnostiserats som IGD av psykiatriker. Specificitet är sannolikheten att SCI-IGD säger att en person inte har IGD när de faktiskt inte har diagnostiserats som IGD av psykiatriker. Även om positiva och negativa prediktiva värden (PPV och NPV) ofta citeras för att beskriva den diagnostiska noggrannheten för ett test, har de nackdelarna med att de kan variera med störningens prevalens. Således valdes sannolikhetsförhållandena, som är baserade på förhållanden mellan känslighet och specificitet och inte varierar med prevalensen i populationen, som den alternativa statistiken för att sammanfatta diagnostisk noggrannhet.30 Den definieras enligt följande: Sannolikhetsförhållande Positiv (LRP) = känslighet / (1-specificitet), Sannolikhetsförhållande Negativ (LRN) = (1-känslighet) / specificitet. Ett test med en LRP på> 10 eller en LRN på <0.1 är sannolikt "mycket användbart test" och LRP på 2 till 10 eller LRN på 0.1 till 0.5 är sannolikt "användbart test". Å andra sidan, medan LRP på <2 och LRN> 0.5 betyder "sällan användbart test".31,32
För att bestämma omfattningen av diagnostisk över- eller underrapportering av SCI-IGD i förhållande till det kliniska diagnostiska intrycket, gjordes kors-tabuleringstabeller för att undersöka förhållandet mellan SCI-IGD-positiv diagnos och positiv klinisk diagnos. Tillförlitlighetsanalyser utfördes på diagnostisk och diagnostisk fråginivå. Specifikt är den prevalensjusterade Biasjusterade Kappa (PABAK) -koefficienten, klassificerad som dålig (≤0), lätt (0.01 till 0.20), rättvis (0.21 till 0.40), måttlig (0.41 till 0.60), betydande (0.61 till 0.80) eller nästan perfekt (0.81 till 1.00)33 användes som ett mått på tillförlitlighet och definieras som ett mått på parvisa överenskommelser korrigerade för en slump. PABAK-koefficienten användes eftersom kappa-koefficienten vanligtvis orsakar att kappa-uppskattningarna var orepresentativt låga, speciellt när basnivån är låg i en studiepopulation.34
RESULTAT
Beskrivande statistik
Tabell 1 sammanfattar all relevant sociodemografisk information om det aktuella urvalet. Tjugotre (11.0%, n = 26) deltagare hade angett att deras längsta tid spenderat på spel under en 24-timmarsperiod har varit i mer än 12 timmar. Sjuttiofyra (31.4%) svarade att de spelade spel varje dag. De flesta spelare rapporterade dessutom att de först började spela i en mycket tidig ålder, vanligtvis före åldern 6 (15.3%, n = 36), och mellan åldern 7 – 12 (69.9%, n = 165).
Konkordans mellan diagnoser genererade av den kliniska intervjun och SCI-IGD
Tabell 2 presenterar känsligheten (Sen), specificiteten (Spe), det positiva sannolikhetsförhållandet (LRP) och det negativa sannolikhetsförhållandet (LRN) uppskattningar för SCI-IGD vid kriterierna och diagnosnivån för DSM-5. Bland 111 deltagare diagnostiserades tolv (10.8%) med IGD enligt SCI-IGD [n = 7 bland 93 (7.5%) från skolor; n = 5 bland 18 (27.8%) från internetkaféer]. Bland 12 diagnostiserade med SCI-IGD diagnostiserades åtta (66.7%) också som IGD av psykiaterens kliniska intervju baserat på DSM-5 av IGD. LRP- och LRN-uppskattningarna för den slutliga diagnosen av SCI-IGD var 10.93 respektive 0.35, vilket indikerar att SCI-IGD var "mycket användbart test" för att identifiera närvaron av IGD och "användbart test" för att identifiera frånvaron av IGD. Specifikt visade sig att de flesta LRP av SCI-IGD-objekten var större än 2, vilket tyder på att de är användbara för att identifiera närvaron av diagnostiska symtom på IGD. Även om LRN för "tillbakadragande" och "misslyckat försök att kontrollera" artiklar översteg något 0.5, var de flesta LRN av SCI-IGD-artiklarna under 0.5, vilket visade att SCI-IGD-artiklarna var användbara för att identifiera frånvaron av de diagnostiska symptomen på IGD . Däremot var LRP och LRN för det åttonde kriteriet ("escape") under 8 respektive över 2, vilket tyder på att "escape" -artikeln visade sig vara "sällan användbart" för att identifiera frånvaron av "escape" diagnostiskt symptom . Det kan ha orsakats av svårigheten att bedöma symptomet eftersom det inte fanns några deltagare som svarade positivt på "flykt" -kriteriet under klinikerens öppna intervju, det kräver extra försiktighet vid tolkningen av detta resultat.
SCI-IGD test-test på nytt
Resultaten visade att alla diagnostiska kriterier hade "måttligt" till "nästan perfekt" överenskommelse, med PABAK-koefficienter som sträckte sig mellan 0.41 och 0.91. En "nästan perfekt" PABAK-koefficient på 0.91 erhölls på kriterierna för uttag och lura, vilket indikerar att de kan vara ganska konsekvent under en månad. Å andra sidan hittades "måttliga" PABAK-koefficienter för 0.44 för "misslyckade försök att kontrollera" och "undkomma ett negativt humör" -kriterier, vilket tyder på att dessa kriterier kan vara relativt känsliga för temporär eller situationell förändring än de andra kriterierna.
Diskriminerande giltighet: skillnader mellan IGD-gruppen och icke-IGD-gruppen enligt SCI-IGD
Alla deltagare (n = 236) delades vidare in i en IGD-grupp (n = 27) och icke-IGD-grupp (n = 209) enligt SCI-IGD. Tabell 3 visade att det fanns signifikanta skillnader på K-skalan (F = 45.34, p <0.001) och K-symptomskalan (F = 44.37, p <0.001) mellan IGD och icke-IGD-gruppen. Det är anmärkningsvärt att medelvärdet på K-symptomskalan för IGD-gruppen befanns vara ungefär lika med det diagnostiska cutoff-poänget (60.5) som föreslogs av Koo och hennes kollegor (2015). IGD-gruppen hade också högre poäng på depression (F = 15.03, p <0.001), ångest (F = 12.80, p <0.001), beteendeproblem (F = 16.75, p <0.001), uppmärksamhetsproblem (F = 3.86, p <0.001) och svårigheter med emotionell reglering (F = 3.93, p <0.05) än den icke-störda gruppen som tilldelats av SCI-IGD, med undantag för peer-relationsproblem (F = 1.18, ns).
DISKUSSION
Denna studie syftade till att utveckla SCI-IGD och undersökte dess psykometriska egenskaper hos ungdomar med hjälp av ett samhällsprov. Det visades att SCI-IGD visade sig vara ett ganska giltigt och tillförlitligt verktyg för att diagnostisera IGD hos ungdomar.
Först visade tillförlitlighetstest som undersöktes inom ett 4-veckors tidsintervall betydande uppskattningar från måttlig nivå till nästan perfekt nivå. Detta indikerar att SCI-IGD visade sig vara ganska konsekvent under en lång tid och varade i minst en månad. Vissa uppskattningar av PABAK-koefficienter mellan de två bedömningarna var emellertid relativt låga. Till exempel hittades en relativt låg PABAK-koefficient på 0.44, om än på måttliga nivåer, för "misslyckade försök att kontrollera" och "undkomma negativa humör" -objekt. Det kan tillskrivas att denna studie använde ett betydligt längre tidsintervall på en månad mellan bedömningarna än andra studier. Det är också möjligt att vissa diagnostiska objekt kan vara mer känsliga för temporära eller situationella förändringar än andra artiklar. Man bör dock vara försiktig när man tolkar dessa fynd på grund av den lilla urvalstorleken.
Därefter undersökte vi diagnosnoggrannheten för SCI-IGD med användning av sannolikhetsförhållandet eftersom det påverkas mindre av prevalensen. SCI-IGD visade sig vara ett användbart verktyg för att identifiera närvaron och frånvaron av IGD-diagnos bedömd av psykiaterens kliniska intervju. På diagnostisk artikelnivå visade SCI-IGD en övergripande god förmåga att identifiera närvaron av diagnostiska kriterier för IGD. Emellertid översteg LRN för "tillbakadragande" och "misslyckat försök att kontrollera" något 0.5, vilket innebär att diagnostikförmågan för dessa artiklar inte är riktigt användbar för att identifiera frånvaron av dessa kriterier. Med andra ord kan artiklarna i SCI-IGD ha något höga "miss" -frekvenser. Detta kan ha lett till svårigheter med att ta fram korrekta rapporter från ungdomar som saknar medvetenhet om att känna igen känslomässiga eller interna tillstånd av '' tillbakadragande '' och '' förlust av kontroll ''. Det finns också en möjlighet att de flesta ungdomar aldrig försökte minska eller stoppa spel och därför hade svårt att svara på frågor för att bedöma symtom på '' tillbakadragande '' och '' förlust av kontroll ''. Med tanke på dessa komplexa kliniska karaktär är det också troligt att mer förtydligande frågor kan behövas för att säkerställa en giltig bedömning. Framtida valideringsforskning bör göra mer ansträngningar för att nå och studera kliniska prover. Med tanke på dessa komplexa kliniska karaktär är det också troligt att mer förtydligande frågor kan behövas för att säkerställa en giltig bedömning. De totala sannolikhetsförhållandena som uppnåtts från de andra kriterierna var dock bra, vilket tyder på att SCI-IGD-intervjuarna kan skilja mellan de "normala" och "kliniskt signifikanta upplevelserna". En strategi för att förbättra giltigheten för detta intervjuverktyg skulle vara att ge intervjuare ytterligare utbildning för att främja förståelsen för kriteriernas natur och för att ta itu med förtydligande frågor vid behov. Mer generellt har dock tendensen för strukturerade diagnostiska intervjuer att under- eller överdiagnostisera jämfört med kliniker, dokumenterats väl i litteraturen.35 Detta beror på det faktum att kliniker kan utnyttja flera informationskällor och sin egen kliniska erfarenhet av att fastställa diagnoser.
Dessutom visade sig diagnosförmågan för kriteriet för "flykt" -symptom vara problematisk, på grund av att det fanns en extremt låg bashastighet för det. Det finns flera möjligheter som kan förklara för den extremt låga basfrekvensen för "flykt" -diagnostisk kriterium. En möjlighet är relaterad till extern giltighet av DSM-5 'escape'-diagnoskriteriet. Extern giltighet av diagnostiska kriterier hänvisar till deras användbarhet för att skilja mellan patienter på grundval av "guldstandard".36 Hittills har det emellertid varit mycket få empiriska studier för att utvärdera giltigheten av de individuella IGD-diagnostiska kriterierna för DSM-5. Ko och hans kollegor15 undersökte giltigheten av IGD-kriterier för unga vuxna och rapporterade acceptabel känslighet, men relativt låg diagnostisk noggrannhet för kriterierna för "lura" och "flykt". Det är möjligt att ungdomar kan ha mindre medvetenhet om sin motivation att fly, jämfört med unga vuxna. En annan möjlighet är att "flykt" -kriteriet sällan kan godkännas i samhällsprovet, medan det lätt kan identifieras i ett kliniskt prov. Detta konstaterande kan också spegla att diagnoskriteriet "flykt" inte kan vara ett av de väsentliga symtomen som identifierar Internet-spelberoende och ytterligare skiljer dem från normala användare, som andra forskare också hävdade.15,37,38 Det förtjänar ytterligare forskning för att undersöka giltigheten för individuella IGD-kriterier i DSM-5.
Resultaten visade också att de som diagnostiseras som störda tonåriga spelare, enligt SCI-IGD, visade signifikant högre poäng på K-skalan, ett av de mest använda instrumenten i Korea för att screena IGD hos ungdomar, vilket indikerar att SCI- IGD kan giltigt skilja oordnade tonåriga spelare från icke-störande tonåriga spelare. Det demonstrerades också att den störda gruppen som bedömdes av SCI-IGD var signifikant annorlunda än den ostörda gruppen på flera psykosociala variabler, såsom depression, ångest, uppträdande och uppmärksamhetsproblem och emotionell dysregulation, som alla har varit kända för att vara associerad med IGD. Däremot fanns det ingen signifikant skillnad på gruppproblem mellan den störda gruppen bedömd av SCI-IGD och den icke-störda gruppen. Det överensstämmer med tidigare resultat39 att gruppproblem är mindre associerade med IGD än andra faktorer.
Slutligen visade denna studie den relativt höga prevalensen (10.8%) av IGD-prevalens jämfört med de som rapporterades i tidigare studier.5 Denna relativt höga prevalens kan tillskrivas provtagningsprocessen. Som rapporterats ovan i avsnittet "deltagare" deltog elever i vissa mellanskolor i denna studie som en del av förebyggande och utbildningsprocessen för deras tunga spelanvändare, och vissa elever samplades från internetkaféer där ungdomar med allvarliga internetrelaterade problem vanligtvis tillbringar majoriteten av sin tid. Ytterligare analys visade att prevalensgraden varierade beroende på samplingsställen som sträckte sig från 3.3% till 33.3%.
Begränsningarna för denna studie var följande. För det första led vissa analyser av en relativt låg basfrekvens av IGD på grund av ett relativt litet samhällsprov. För det andra, eftersom överdriven användning av internetspel bland ungdomar är av betydelse för folkhälsan, syftade denna studie till att validera SCI-IGD för ungdomar i åldern 18 år. Ett ganska ungt urval av gymnasieelever rekryterades dock för att vi ville utveckla intervjufrågor som är lätta att förstå för unga tonåringar och undersöka tillförlitligheten och diagnosnoggrannheten. Eftersom mönstret för ungdomars spelanvändning visade sig vara liknande över åldrarna (Gentile 2009) antogs att de nuvarande resultaten om SCI-IGD: s tillförlitlighet och giltighet kunde generaliseras till de äldre ungdomarna. I framtida studier bör dock de aktuella resultaten replikeras med ett större urval med äldre deltagare.
Trots dessa begränsningar är det det första försöket att utveckla ett diagnostiskt strukturerat intervjymått av väldokumenterad tillförlitlighet och validitet som erbjuder 1) artiklar som motsvarar DSM-5-kriterierna; 2) binära uttalanden om förekomst / frånvaro av störning och vart och ett av dess symptomkriterier; och 3) tillräcklig enkelhet för att administrera av en utbildad lekintervjuare. Denna nyutvecklade strukturerade kliniska intervju med IGD kan fylla behovet av ett psykometriskt intervjuverktyg för att bedöma IGD med mer precision än de korta frågeformulären. Det kommer att bidra till att förbättra noggrannheten i klinisk diagnos av IGD och förbättra överenskommelsen mellan kliniker. Det kan också främja forskning för att utvärdera prevalens, kurs, prognos och riskfaktorer för IGD. Sammantaget ger den aktuella studiens resultat empiriskt stöd för begreppet IGD som föreslagits av DSM-5 (APA, 2013). Även om det avgörande första steget för att nå allmän enighet om konceptet och diagnosen IGD togs, återstår fortfarande frågor att ta itu med i framtida forskning om IGD: s natur och presentationer i olika stadier eller åldrar.
Erkännanden
National Information Society Agency (NIA), Korea, lämnade finansiering av denna studie. NIA hade ingen roll i studiens design, insamling, analys eller tolkning av uppgifterna, att skriva manuskriptet eller beslutet att lämna in uppsatsen för publicering.
Referensprojekt
;
