J Behav Addict. 2016 Дек; 5 (4): 614-622. doi: 10.1556 / 2006.5.2016.079. Epub 2016 Nov 10.
Конколе Теге Б1,2, Ҳоҷӣ Дин1, Вайлд TC3.
мавҳум
Асос ва мақсадҳо
Ҳадафҳои ин тадқиқот (а) тавсифи паҳншавии мушкилоти марбут ба нашъамандии сершумор дар намунаи калони намояндагӣ ва (б) муайян кардани зергурӯҳҳои алоҳидаи одамоне, ки мушкилоти марбут ба маводи мухаддир ва рафторӣ доранд.
Намунаи тасодуфии посухгӯяндагони 6,000 аз Алберта, Канада таҳқиқоти анҷомёфтаро арзёбӣ карданд, ки мушкилоти соли гузашта аз сар гузаронидааст бо чор модда (машрубот, тамоку, марихуана ва кокаин) ва шаш рафтор (қимор, хӯрокхӯрӣ, харид, ҷинсӣ, видео) бозӣ, ва кор). Таҳлили кластерҳои иерархӣ барои тасниф кардани намунаҳои мушкилоти вобастагӣ ба пайдоиши 2,728 респондентҳо (1,696 занҳо ва мардон 1032); Mсинну сол = 45.1 сол, SDсинну сол = 13.5 сол), ки дар бораи мушкилот бо як ё якчанд рафтори печкорӣ дар соли гузашта гузориш додаанд.
Дар намунаҳои умумӣ, 49.2% посухдиҳандагон сифр гуфтанд, 29.8% як, 13.1% ду гузориш доданд ва 7.9% гузориш доданд, ки се ва ё зиёда мушкилоти нашъамандӣ дар соли гузашта. Натиҷаҳои кластерӣ-таҳлилӣ ҳалли ҳалли 7-ро пешниҳод карданд. Аъзоёни аксарияти гурӯҳҳо мушкилоти зиёди нашъамандиро тавсиф мекарданд; шумораи миёнаи рафтори одатдиҳандаи соли гузашта дар аъзои кластер дар байни 1 (Кластери II: танҳо хӯрокхӯрии аз ҳад зиёд) ва 2.5 (Кластери VII: бозии видеои аз ҳад зиёд бо ҳамдастии зуд-зуд тамокукашӣ, хӯрокхӯрӣ ва кор).
Бозёфтҳои мо натиҷаҳои қаблиро такрор мекунанд, ки нишон медиҳанд, ки тақрибан нисфи аҳолии калонсол бо ҳадди аққал як рафтори аз ҳад зиёд дар як сол мубориза мебаранд; Аммо, таҳлилҳои мо назар ба одатан дар таҳқиқоти қаблӣ теъдоди зиёди гурӯҳҳои вобастагии нашъамандиро ошкор карданд.
Муқаддима
Нашъамандӣ ин ҳолати такрории музмини музмин, ки бо оқибатҳои зиёди манфӣ дар сатҳи инфиродӣ ва аҳолӣ вобаста аст. Ба онҳо сатҳи баландтари беморшавӣ ва фавт барои шахси нашъаманд, зарари молиявӣ ба оила ё аъзои ҷамоа, инчунин афзоиши хароҷоти иқтисодӣ ва иҷтимоӣ дар маҷмӯъ барои ҷомеа дохил мешаванд;Effertz & Mann, 2013; McGinnis & Foege, 1999; Муҷаррад, Робсон, Кси, ва Рехм, 1998). Нашъамандӣ яке аз бемориҳои рӯҳии маъмултарин ба ҳисоб меравад, хусусан вақте ки вобастагӣ ба рафтор (Суссман, Лиша ва Гриффитс, 2011). Гарчанде ки консептуализатсия, критерияҳо ва категорияҳои одатҳои рафторӣ баҳсу мунозира кардаанд, дар ин маврид консенсус пайдо мешавад, ки онҳо ба мушкилоти нашъамандӣ монанданд, зеро онҳо мукофотҳои кӯтоҳмуддат медиҳанд, ки суботи рафторро пеш мебаранд, сарфи назар аз донистани оқибатҳои манфӣ (Demetrovics & Griffiths, 2012; Грант, Potenza, Weinstein, & Gorelick, 2010; Карим ва Чаудрӣ, 2012; Мудри ва дигарон, 2011).
Шумораи афзояндаи рафтор ҳамчун нашъамандӣ ҳамчун таҳаввулоти соҳа консептуалӣ карда шудааст. Инҳо аз рафторҳое иборатанд, ки ҳоло ҳамчун нашъамандии қонунӣ баррасӣ мешаванд [масалан, қимор ва нашъамандии бозӣ дар интернет (Hellman, Schoenmakers, Nordstrom, & van Holst, 2013; Wong & Hodgins, 2014)] тавассути рафтори баҳсталаб [масалан, нашъамандии телевизионӣ, ҷинсӣ ва порнография (Кларксон ва Копачевский, 2013; Гарсия ва Тибо, 2010; Sussman & Moran, 2013]], ба "нашъамандӣ" -и хеле тахминӣ (мас., муҳаббат, даббоғӣ ё дуздии мағоза (Kourosh, Harrington, & Adinoff, 2010; Шулман, 2003; Суссман, 2010)). Аз нуқтаи назари клиникӣ, аз даст додани назорат ба ин рафтор метавонад ба беэътиноӣ ба ӯҳдадориҳои нақш ва рафтори муҳофизати саломатӣ, инчунин муноқишаи байнишахсӣ ва / ё зарари мустақими ҷисмонӣ оварда расонад. Падидаи коҳишёфтаи назорати худ, сарфи назар аз оқибатҳои манфӣ, яке аз хусусиятҳои калидиест, ки ин консепсияи васеътарро муттаҳид мекунад ва имкон медиҳад, ки ин намудҳои фаъолият ҳамчун одатҳои рафторӣ (ё равандӣ) ба назар гирифта шаванд (Мудри ва дигарон, 2011).
Нашъамандӣ ҳама вақт алоҳида нест. Клиникҳо қайд карданд, ки вобастагӣ одатан дар ҳамон як шахс ба вуҷуд меояд ва метавонад пешрафти мунтазам аз душвориҳо бо як рафтори аз ҳад зиёд то мубориза бо дигараш вуҷуд дошта бошад (Gossop, 2001; Ҳейлетт, Стефенсон ва Лефевер, 2004). Гузашта аз ин, дар муқоиса бо одамоне, ки танҳо як рафтори вобастагии зич доранд, афроди дорои вобастагии муштарак ба хатари зиёд барои оқибатҳои манфӣ - аз ҷумла қурбонӣ, вазъи саломатии ҷисмонӣ ё ҳатто худкушӣ (Rush, Urbanoski, Bassani, Castel, & Wild, 2010). Ғайр аз он, вақте ки вобастагӣ ба вуҷуд меоянд, онҳо метавонанд бо ҳамдигар амал кунанд ва ҳам арзёбии дуруст ва ҳам муолиҷаи самарабахшро душвортар кунанд; масалан, як рафтори аз ҳад зиёд метавонад як нашъамандӣ ё нашъамандии дигарро масҳ кунадФреймут ва дигарон, 2008).
Бо вуҷуди ин мулоҳизаҳо, провайдерҳои табобати нашъамандӣ ва барномаҳо аксар вақт масъалаҳои рутубатсияро таҳқиқ намекунанд (махсусан одатҳои ба моддаҳои коморбид алоқаманд) ва дар натиҷа мудохилаҳои маҷмӯиро сарфи назар аз бартарии равшани худ нисбат ба хидматҳои мувозӣ ё пайдарҳам (Раш ва диг., 2010). Гузашта аз ин, гарчанде ки сатҳи баланди вобастагии муштарак дар адабиёти эмпирикӣ баррасӣ шудааст, аксарияти ин асар мушкилоти ҳаммабладаро бо моддаҳо таъкид мекунад ва одатан одатҳои рафториро истисно мекунад.
Танҳо як ҷузъи хурди таҳқиқот ба вобастагии ҳамбастагӣ бо моддаҳо ва рафтор муроҷиат кардааст. Бо истифода аз равиши ба марказ тағйирёбанда (яъне, омили таҳлилӣ), Стефенсон, Магги, Лефевер ва Морожеле (1995) ҳамҷояҳоро дар байни 16 рафтори аз ҳад зиёд дар намунаи клиникӣ дида баромад. Муаллифон омили "ғамхорӣ" (масалан, истеъмоли аз ҳад зиёд, харид, машқ, кор ё кофеин) ва омили "гедонизм" (масалан, истифодаи машрубот, никотин, доруҳои фароғатӣ ё қимор ва рафтори аз ҳад зиёди ҷинсӣ) муайян кардаанд. Ҳейлетт ва дигарон. (2004) кӯшиш кард, ки ин бозёфтҳоро бо истифода аз ҳамон маҷмӯи рафтори печкорӣ такрор кунад ва дар бораи чор гурӯҳ хабар дод: "тарбияи нисбати худ" (масалан, истеъмоли аз ҳад зиёд, харид ё кофеин), "ғамхории дигар" (масалан, кори аз ҳад зиёд). ва кӯмаки иҷборӣ), "гедонизми ҳассосталаб" (масалан, истифодаи доруҳои фароғатӣ, доруҳои доруворӣ ва никотин) ва омили "гедонизми марбут ба бартарият" (масалан, рафтори аз ҳад зиёди ҷинсӣ ва қимор). Лочнер ва дигарон. (2005) маҷмӯи дигари рафторҳо / ихтилолотро дар намунаи клиникӣ таҳқиқ намуда, се гурӯҳеро муайян кард, ки бо «норасоии мукофот» (масалан, трихотиломания, қиморбозии патологӣ ва ихтилоли гиперсексуалӣ), «беқурбшавӣ» (масалан, харидҳои маҷбурӣ, клептомания ва ғизои аз ҳад зиёд) тавсиф карда шуданд , ва мушкилоти "соматикӣ" (аз ҷумла ихтилоли соматоформ). Дигарон ҳангоми таҳлили ҳамбастагии 11 рафтори аз ҳад зиёд танҳо ду гурӯҳро дар намунаи ғайриклиникии ҷавонон муайян карданд: "одатан нашъаманд" ва гурӯҳи "сахт меҳнат кардан, сахт бозӣ кардан" (масалан, рафтори аз ҳад зиёди ҷинсӣ, машқ, ё истифодаи Интернет) (Суссман ва дигарон, 2014).
Тадқиқоти васеъ дар ин соҳа аз сабаби истифодаи намунаҳои хурд ва / ё синну сол маҳдуд аст (Суссман ва дигарон, 2014; Виллелла ва дигарон, 2011; Willoughby, Chalmers, & Busseri, 2004), маҳдудияти фарогирии вобастагии ба модда ва рафтор алоқаманд (Фреймут ва дигарон, 2008; Суссман ва дигарон, 2011), ва дар муқоиса бо равишҳои ба одам нигаронидашуда (масалан, таҳлилии кластерӣ) ба марказҳои тағирёбанда (яъне, омили таҳлилӣ). Барои ҳалли ин маҳдудиятҳо, ҳадафи аввалини ин тадқиқот тавсифи паҳншавии мушкилоти марбут ба нашъамандии гуногун бо истифодаи намунаи калон, намояндагӣ ва доираи васеи рафтор ва моддаҳо буд. Дар ин кор, мо қабул кардем гузоштани эпидемиология Муносибат ба рафтори фаръии ба ҳам пайдошуда (Konkolÿ Thege et al., 2015). Эпидемиология пешниҳод менамояд, ки “… соҳаҳои симптоматология, нозология, эстетология ва эпидемиология муқобили ҳаммонандсозанда дар фикрҳо ва фаъолияти одамони берун аз ҷомеаи расмии тиббӣ мебошанд” (Davison, Smith, & Frankel, 1991, саҳ. 6). Аз ин нуқтаи назар, таҳқиқоти систематикии хулосаҳои аҳолӣ оид ба вазъи саломатӣ метавонад фаҳмиши муҳимро дар бораи он ки чӣ гуна хатарҳо ва чӣ гуна стратегияи дахолатро таҳия мекунанд, таъмин намояд (Lawlor, Frankel, Shaw, Ebrahim, & Smith, 2003). Ҳадафи дуюми ин таҳқиқот муайян кардани зергуруҳҳои фарқкунандаи одамоне, ки мушкилоти як вобастагӣ ба маводи вобастагӣ ва рафтор доранд ва омӯхтани он, ки оё аъзоёни кластерҳои алоҳидаи вобастагӣ аз хусусиятҳои иҷтимоиемографӣ ва беҳбудии равонӣ фарқ мекунанд.
Усулҳои
Иштирокчиён ва расмиёт
Тадқиқоти 2009 ба нашъамандӣ дар Алберта ду компонентро дар бар мегирифт, ки ҳар яке адад тадқиқоти шабеҳро идора мекунанд. Аввалан, як пурсиши онлайнии аъзои 4,000 Alberta (Канада) як гурӯҳи тадқиқотии муқарраршуда (Ipsos Canadian Online Panel) ҷалб карда шуд. Дар асоси маълумоти барӯйхатгирии Канада 18 Канада квотаҳои мақсаднок барои синну сол, ҷинс ва минтақа муқаррар карда шуданд ва интихоби тасодуфӣ ва намояндагии аъзои ҳайатҳо барои иштирок дар тадқиқот даъват карда шуданд. Васеътар кардани репертуари методологияи истифодашуда ва мувозинати ғояҳои имконпазир дар ҷамъоварии маълумотҳои онлайнӣ (Granello & Wheaton, 2004), инчунин дар 2,000 тадқиқоти компютерии кӯмаки телефонии намунаҳои иловагии аҳолии калонсолони 2010 Alberta гузаронида шуд. Тафсилоти иловагии методологияи тадқиқот дар дигар ҷойҳо тавсиф шудаанд (Konkolÿ Thege et al., 2015).
Барои ҳалли ҳадафи аввалини тадқиқотии мо, маҷмӯаи таҳқиқоти онлайн ва телефонӣ (N = 6,000) истифода шудааст. Ҳарду пойгоҳи додаҳои аслӣ мустақилона чен карда шуданд, то таркиби минтақавӣ, синну сол ва гендерӣ аҳолии воқеии Албертаи синнашон аз 18-сола болотарро тибқи маълумотҳои барӯйхатгирии соли 2006 инъикос намояд. Гарчанде ки дар ду маҷмӯи маълумот хусусиятҳои иҷтимоию демографӣ (ба истиснои ҷинс ва даромад) ва пайдоиши рафтори мушкилот (ба истиснои хариду фурӯши аз ҳад зиёд ва кор фарқ мекарданд), андозаи таъсироти ин фарқиятҳо дар доираи ночиз афтоданд; танҳо истисно рафтори аз ҳад зиёди ҷинсӣ буд, ки дар он Крамер буд V (0.11) сарҳади андозаи эффект ночиз ва хурд буд. Таҳлили пурраи фарқияти ҳолати тадқиқот дар ин намунаҳо дар дигар ҷойҳо гузориш дода шудааст (Konkolÿ Thege et al., 2015).
Барои ҳал намудани ҳадафи дуюми тадқиқоти худ, мо як зербинои таҳлилиро иборат аз посухдиҳандагон ташкил кардем, ки дар як соли охир як ё якчанд мушкилоти нашъамандиро гузориш додаанд. Намунаи умумӣ (N = 6,000) ва намунаи барои кластер истифодашаванда (n = 2,728; 45.5%) тақрибан дар тамоми хусусиятҳои иҷтимоию демографӣ фарқ доштанд; аммо, андозаи эффектҳо дар диапазони ночиз ё хурд дубора афтод (Ҷадвал 1). Ғайр аз ин, дар зербахшҳои таҳлилӣ, 1,850 шахсони алоҳида (67.8% зерҷамоат) ҳамчун як қисми пурсиши онлайн интихоб карда шуданд ва 878 шахсони алоҳида (32.2% subample) иштирокчиёни пурсиши телефонӣ буданд, ки - бо назардошти андозаи аввалияи намуна телефон (n = 2,000, 33.3%) ва онлайн (n = 4,000, 66.6%) намунаҳо - инчунин нишон медиҳанд, ки намунаҳои телефон ва онлайн одатан аз ҷиҳати паҳншавии нашъамандӣ қобили муқоиса буданд. Хусусиятҳои иҷтимоию демографии намуна ва зернамои аналитикӣ, ки барои таҳлили кластер истифода мешаванд, дар Ҷадвали мухтасар оварда шудаанд 1.
|
Ҷадвали 1. Тавсифи сотсиемографии намунаҳо
| Намунаи умумии (вазн) | Ҳадди аққал як мушкилоти нашъамандӣ (вазни баркашидашуда) -ро сабт кунед | ||
|---|---|---|---|
| N (%) /M (SD) | N (%) /M (SD) | ||
| N | 6,000 (100.0) | 2,728 (100.0) | |
| Sex | χ2 = 123.6, p <.001, Крамер V = 0.12 | ||
| Мард | 2,994 (49.9) | 1,032 (37.8) | |
| занона | 3,006 (50.1) | 1,696 (62.2) | |
| синну сол | 44.5 (15.1) | 44.1 (13.5) | U = 8741865.5, p = .679, r <.01 |
| Сатҳи маълумот | U = 8468646.5, p <.001, r = .04 | ||
| Синфи 9 ё камтар (1) | 63 (1.1) | 30 (1.1) | |
| Баъзе мактаби миёна (2) | 309 (5.2) | 160 (5.9) | |
| Дипломи мактаби миёна (3) | 915 (15.3) | 454 (16.6) | |
| Баъзе донишгоҳҳо, коллеҷҳо ё таҳсилоти касбии баъд аз миёна / техникӣ (4) | 1,358 (22.7) | 660 (24.2) | |
| Маълумотномаи техникӣ дар коллеҷ ё баъд аз маълумоти миёна (5) | 1,537 (25.6) | 731 (26.8) | |
| Донишгоҳи бакалаврии хатмкардаи донишгоҳ (6) | 1,110 (18.5) | 427 (15.7) | |
| Хатмкардаи донишгоҳ ё унвони касбии хатмкарда (7) | 701 (11.7) | 265 (9.7) | |
| вазъи оилавӣ | χ2 = 25.5, p <.001, Крамер V = 0.05 | ||
| Издивоҷ / Қонуни муқаррарӣ | 3,995 (66.9) | 1,773 (65.2) | |
| Ҷудошуда / талоқшуда | 624 (10.5) | 378 (13.9) | |
| Пайдост | 192 (3.2) | 87 (3.2) | |
| Муҷаррад / ҳеҷ гоҳ оиладор нестанд | 1,155 (19.4) | 480 (17.7) | |
| Вазъи шуғл | χ2 = 49.4, p <.001, Крамер V = 0.07 | ||
| 30 соат дар як ҳафта ё бештар аз он кор кунед | 3,285 (55.1) | 1,474 (54.2) | |
| Дар як ҳафта камтар аз 30 соат кор мекунад | 637 (10.7) | 308 (11.3) | |
| Пирамард | 355 (5.9) | 187 (6.9) | |
| донишҷӯ | 246 (4.1) | 91 (3.3) | |
| нафақа | 782 (13.1) | 287 (10.6) | |
| Аз сабаби маъюбӣ кор намекунад | 242 (4.1) | 184 (6.8) | |
| дигар | 417 (7.0) | 188 (6.9) | |
| Даромади солонаи хонаводаҳо пеш аз андоз | U = 6340414.5, p = .067, r = .02 | ||
| Дар зери $ 20,000 (1) | 302 (5.9) | 148 (6.3) | |
| $ 20,000 - $ 29,999 (2) | 318 (6.2) | 160 (6.8) | |
| $ 30,000 - $ 39,999 (3) | 421 (8.2) | 200 (8.6) | |
| $ 40,000 - $ 49,999 (4) | 485 (9.4) | 230 (9.8) | |
| $ 50,000 - $ 59,999 (5) | 504 (9.8) | 235 (10.1) | |
| $ 60,000 - $ 69,999 (6) | 416 (8.1) | 176 (7.5) | |
| $ 70,000 - $ 79,999 (7) | 417 (8.1) | 185 (7.9) | |
| $ 80,000 - $ 89,999 (8) | 406 (7.9) | 194 (8.3) | |
| $ 90,000 - $ 99,999 (9) | 406 (7.9) | 174 (7.4) | |
| $ 100,000 ё зиёдтар (10) | 1,459 (28.4) | 636 (27.2) |
Тадқиқот чизҳои баҳодиҳии ҷинс, синну сол, сатҳи маълумот, вазъи оилавӣ, шуғл ва даромади иштироккунандагонро дар бар мегирад (Ҷадвал 1 имконоти вокунишро барои ҳар яке аз ин ашёи сотсиемографӣ тавсиф мекунад). Дар баъзе таҳлилҳо, бо мақсади беҳтар кардани возеҳият, нишондиҳандаҳои сотсиемографӣ ба гурӯҳҳои камтар сабт карда шуданд (Ҷадвал) 3). Тадқиқот инчунин саволҳоеро дар бар мегирад, ки чор модда (машрубот, тамоку, марихуана ва истеъмоли кокаин) ва шаш рафтор (мушкилоти қимор, хӯрокхӯрӣ, харид, рафтори ҷинсӣ, видео бозиҳо ва кор), ки барои ҳар як посухдиҳанда новобаста аз ҳар як посух оварда шудаанд, дохил карда шудаанд. ҳолати пурсиш. Мувофиқи диққати мо ба эпидемиология, яъне нуқтаи назари аҳолӣ дар бораи мушкилоти нашъамандӣ, на нишонаҳо ва аломатҳои аз ҷониби мутахассисон асосёфта (Konkolÿ Thege et al., 2015), барои ҳар як рафтори мушкилот таъриф дода шуд (Ҷадвал 2), ки он барои муайян кардани «мушкилот» -и моддаҳо ва рафторҳои худбаҳодиҳӣ бидуни истифодаи истилоҳи «вобастагӣ» барои пешгирӣ кардани вокуниш ба посухдиҳандагон таъин шудааст. Барои баҳодиҳии пайдоиши рафтори барзиёд дохил карда шуд, як саволи ягонае ("Дар бораи ҳаёти худ фикр карда, оё шумо ягон маротиба дар бораи [рафтори мушкилот] будед?") Бо се категорияи дастрас ("Не"; "Ҳа" истифода бурда шуд) , аммо на дар моҳи 12 моҳҳои охир »ва" Бале, дар 12 моҳҳои охир "). Азбаски дар ин таҳқиқот мо танҳо ба пайдоиши рафтори соли гузашта таваҷҷӯҳ кардем, ду варианти аввал ба нокомӣ дучор шуданд.
|
Ҷадвали 2. Муайян кардани рафтори мушкилот, ки ба посухдиҳандагон дода шудааст
| Рафтори мушкилот | Муайян |
|---|---|
| машрубот | “Мушкилоти алкоголизм” маънои нодуруст истифода бурдани пиво, шароб ва / ё машруботи сахтро дорад. |
| тамоку | Мушкилоти тамоку маънои истифодаи сигарет, сигара, хоидан, сигариллос ва дигар маҳсулоти тамоку дорад. |
| Мариюра | “Мушкилоти марихуана” маънои истифодаи нодурусти каннабис, ҳашиш, равғани ҳаш, алафҳои бегона, алаф ё дегро дорад. |
| Кокаин | “Мушкилоти кокаин” маънои истифодаи сӯзишворӣ, хокаи кокаин, зарба, барф ё бандро дорад. |
| қимор | "Мушкилоти қимор" маънои бозӣ кардани мошинҳои бозӣ, онлайн қимор, бозиҳои казино, лотереяҳо, чиптаҳои сифр ва ҳама гуна гаравҳои дигар барои пул, ки дар ҳаёт мушкилот ба вуҷуд меорад. |
| Хӯрдани | "Мушкилоти хӯрокхӯрӣ" ҳама гуна мушкилиҳои марбут ба хӯрокхӯриро дорад, хоҳ зиёд бошад ё на он қадар. |
| харид | “Мушкилоти харид” маънои онро дорад, ки харид дар роҳе мебошад, ки дар ҳаёт мушкилот эҷод мекунад. |
| Sex | “Мушкилоти ҷинсӣ” маънои онро дорад, ки алоқаи ҷинсӣ бо тарзе ки дар ҳаёт мушкилот ба вуҷуд меорад ва / ё истифодаи номуносиби порнография, ҳам дар онлайн ва ҳам берун. |
| Бозиҳои видеоӣ | “Мушкилоти бозикунии видео” маънои бозиҳои видеоиро ба мисли X-Box, Wii, PlayStation ва дигар бозиҳои видео онлайн ё офлайнӣ ба тавре, ки дар ҳаёт мушкилот эҷод мекунад, дорад. |
| кор | "Мушкилот бо кор" маънои тарзе кор карданро дорад, ки дар ҳаёт мушкилот ба вуҷуд меорад. |
|
Ҷадвали 3. Тавсифи сотсиемографӣ дар робита ба шумораи мушкилоти худогоҳии гузоришшуда дар соли гузашта (N = 6,000)
| Ҳеҷ | як | ду | Се ва зиёда аз он | ||
|---|---|---|---|---|---|
| Ҷинс, N (%) | |||||
| Мард | 1,306 (48.6) | 791 (48.1) | 358 (50.6) | 228 (55.3) | χ2 = 8.0, p = .047, Крамер V = 0.04 |
| занона | 1,382 (51.4) | 854 (51.9) | 350 (49.4) | 184 (44.7) | |
| Синну сол, M (SD) | 46.7 (15.9) | 44.5 (14.3) | 41.7 (13.2) | 36.9 (12.4) | Крускал – Уоллис2 = 195.6, p <.001 |
| Аҳволи оилавӣ, N (%) | |||||
| Шарик | 1,925 (72.0) | 1,071 (65.4) | 442 (62.6) | 245 (59.5) | χ2 = 60.7, p <.001, Крамер V = 0.08 |
| Ҷудошуда ё талоқшуда | 318 (11.9) | 257 (15.7) | 107 (15.2) | 52 (12.6) | |
| ягона | 432 (16.1) | 309 (18.9) | 157 (22.2) | 115 (27.9) | |
| Маориф, N (%) | |||||
| Мактаби миёна ё камтар | 521 (19.4) | 363 (22.1) | 157 (22.2) | 132 (32.0) | χ2 = 34.7, p <.001, Крамер V = 0.08 |
| Коллеҷ ё бештар | 2,167 (80.6) | 1,283 (77.9) | 551 (77.8) | 280 (68.0) | |
| Шуғл N (%) | |||||
| Пурра ва ё нисфирӯзӣ | 1,709 (63.8) | 1,092 (66.6) | 470 (66.6) | 297 (71.9) | χ2 = 12.0, p = .007, Крамер V = 0.05 |
| Ҳамаи дигарон | 968 (36.2) | 547 (33.4) | 236 (33.4) | 116 (28.1) | |
| Даромад, M (SD) | 6.8 (2.9) | 6.5 (3.0) | 6.2 (3.1) | 5.9 (3.2) | Крускал – Уоллис2 = 49.1, p <.001 |
| Некӯаҳволӣ M (SD) | 60.8 (11.2) | 55.6 (12.4) | 52.2 (12.7) | 48.0 (14.4) | Крускал – Уоллис2 = 623.8, p <.001 |
Барои баҳодиҳии некӯаҳволии умумии посухдиҳандагон, ҳашт банди Индекси некӯаҳволии шахсӣ (Гурӯҳи байналмилалии некӯаҳволӣ, 2006) идора карда шуд. Ҷадвал миқдори ҳашт қаноатро дар бар мегирад, ки ҳар яке аз ҷадвали дараҷаи 11 (0 = комилан норозӣ, 5 = бетараф, 10 = комилан қаноатманд аст): сатҳи зиндагӣ, саломатӣ, ноил шудан ба ҳаёт, муносибатҳо, бехатарӣ, робитаи ҷамъиятӣ, амнияти оянда ва маънавият. Дар намунаи ҳозира мувофиқати дохилии миқёс хеле хуб буд (Cronbach's α = 0.88).
Таҳлили оморӣ
Таҳлилҳои оморӣ бо истифода аз SPSS 23.0 (SPSS, Чикаго, Ил, ИМА) иҷро карда шуданд. Санҷишҳои хи-квадратӣ барои муқоисаи посухгӯяндагон оид ба рафтори мушкилоти номуайян, як, ду ва се ва зиёда соли гузашта дар саросари тағирёбандаҳои категорияи иҷтимоӣ (масалан, ҷинс ва вазъи оилавӣ) бо истифодаи Крамер истифода шуданд. V андозаи миқдорро муайян кардан. Хусусиятҳои доимии социемографии муқаррарӣ ва ғайримуқаррарии тақсимшуда (масалан, синну сол ва даромад) ва холҳои некӯаҳволии гурӯҳҳо бо истифода аз санҷиши ғайритаметри Крускал-Валлис муқоиса карда шуданд. Барои таҳияи моделҳои ассотсиатсияҳо байни тағирёбандаҳои иҷтимоӣ ва холҳои некӯаҳволӣ ва узвият дар кластер таҳлили бисёрҷанбаи логистикии регрессия низ гузаронида шуд.
Таҳлили кластерии иерархӣ бо усули Уорд бо масофаи квадратии Евклид бо назардошти ченкунии тобишҳои пайдошуда истифода бурда шуд. Ҳадафи ин таҳлил тағирёбандагони 10 буданд, ки мавҷудияти соли гузаштаро нишон медиҳанд ва набудани ҳар як рафтори мушкилот таҳқиқ карда мешавад. Шумораи кластерҳои нигоҳдорӣ ба равиши ҷустуҷӯи тағйири калон дар коэффисиентҳои ҷадвали агломератсия асос ёфта буданд (cf. "Қоидаҳои қатъ" (Клатворти, Бук, Ҳанкинс, Вайнман ва Хорне, 2005)). Аъзои кластер инчунин бо истифодаи санҷишҳои хи-квадратӣ ва Крускал-Уоллис бо хусусиятҳои иҷтимоиемографӣ ва некӯаҳволӣ муқоиса карда шуданд.
этика
Тартиби омӯзиш тибқи Эъломияи Хелсинки гузаронида шуд. Шӯрои Этикаи Тадқиқоти Этикаи Тандурустӣ дар Донишгоҳи Алберта таҳқиқотро тасдиқ кард. Ҳама мавзӯъҳо дар бораи таҳсил огоҳ карда шуданд ва ҳама розигии огоҳона доданд.
Натиҷаи
Паҳншавӣ ва ҳамбастагии мушкилоти зиёди нашъамандӣ
Бештар аз нисфи (50.8%) иштирокчиёни намунаҳои умумии 6,000 посухгӯяндагон гуфтанд, ки мушкилот бо як ё якчанд моддаҳо ва рафтори дар 12 моҳҳои пеш аз тадқиқот бадастомада (сатҳи паҳншавии рафтори шахсии вобастагӣ дар ин намуна ба вуҷуд омадаанд). дар ҷои дигаре тавсиф карда шудааст, нигаред Konkolÿ Thege et al., 2015). Тақрибан аз се як ҳисса (29.8%) дар бораи мушкилоти танҳо бо як модда ё рафтор дар соли гузашта хабар дод, дар ҳоле ки 13.1% дар бораи ду мушкилот ва 7.9% дар бораи мушкилоти се ё зиёда моддаҳо ва рафтор дар соли пеш аз таҳқиқот гузориш доданд. Аъзои ин гурӯҳҳо аз рӯи тамоми хусусиятҳои иҷтимоӣ-демографӣ ва инчунин нишондиҳандаҳои некӯаҳволӣ фарқ доштанд (Ҷадвал) 3).
Ҳангоми ворид кардани тағйири сотсиемографӣ ва беҳбудӣ ба як модели бисёрсоҳаи регрессияи логистикии пешгӯӣ, ки оё посухгӯяндагон як, ду ё се ва ё бештар мушкилотро гузориш додаанд (гурӯҳи истинод = посухдиҳандагон дар соли гузашта мушкилоти вобастагӣ надоштанд), синну сол ва некӯаҳволӣ буданд. танҳо пешгӯиҳои доимӣ (ҳар кадоме бо эҳтимолияти коҳиши рафтори аз ҳад зиёд вобаста аст); ҷинс, дараҷаи маълумот ва вазъи оилавӣ танҳо баъзан ба узвияти гурӯҳҳо алоқаманд буданд, дар сурате, ки даромад ва ҷои кор дар фарқияти гурӯҳҳои шахсони дорои мушкилоти ягон, вобастагӣ ба як, ду ва се ва ё бештар нақш надошт (Ҷадвал 4).
|
Ҷадвали 4. Натиҷаҳои таҳлили регрессияи бисёрсоҳавии логистикии таҳқиқи алоқамандии гузоришҳо дар муқобили як, ду ё се ва ё зиёда мушкилоти вобастагӣ (таносубашон бо фосилаи боварии 95%) нестанд
| Як мушкилоти нашъамандӣ | Ду мушкилоти нашъамандӣ | Се ё зиёда мушкилоти вобастагӣ | |
|---|---|---|---|
| Sex | |||
| Мард | 0.97 (0.84 - 1.12)a | 1.17 (0.97 - 1.41)a | 1.34 (0.97-1.41) * |
| занона | 1.00 | 1.00 | 1.00 |
| синну сол | 0.99 (0.99-1.00) *** | 0.98 (0.97-0.99) *** | 0.95 (0.94-0.96) *** |
| вазъи оилавӣ | |||
| Шарик | 1.09 (0.88 - 1.34)a | 1.07 (0.82 - 1.39)a | 1.30 (0.95 - 1.78)a |
| Ҷудошуда ё талоқшуда | 1.50 (1.14-1.96) ** | 1.32 (0.93 - 1.87)a | 1.36 (0.86 - 2.14)a |
| ягона | 1.00 | 1.00 | 1.00 |
| маълумот | |||
| Мактаби миёна ё камтар | 1.04 (0.87 - 1.25)a | 1.10 (0.87 - 1.38)a | 1.67 (1.28-2.19) *** |
| Коллеҷ ё бештар | 1.00 | 1.00 | 1.00 |
| шуѓли ањолї | |||
| Пурра ва ё нисфирӯзӣ | 1.10 (0.94 - 1.29)a | 1.05 (0.85 - 1.30)a | 1.25 (0.95 - 1.64)a |
| Ҳамаи дигарон | 1.00 | 1.00 | 1.00 |
| даромад | 1.00 (0.97 - 1.03)a | 0.98 (0.95 - 1.02)a | 0.98 (0.93 - 1.02)a |
| Хушбахтона | 0.96 (0.96-0.97) *** | 0.94 (0.94-0.95) *** | 0.92 (0.91-0.93) *** |
aҒайримуҳим.
*p <.05, **p <.01, ***p <.001.
Натиҷаҳои таҳлили кластерҳо ҳалли ҳафт кластерро пешниҳод намуданд. Чӣ тавре ки дар ҷадвал нишон дода шудааст 5, кластери аввал (26.0% намунае, ки ҳангоми гузаронидани кластер истифода мешавад) шахсони алоҳидаро бо тамокукашӣ ҳамчун рафтори мушкилоти муштарак муаррифӣ кард. Кластери дуввум (21.8%) аз иштироккунандагон иборат буд, ки дар бораи хӯрокхӯрии аз ҳад зиёд ҳамчун рафтори мушкилии онҳо гузориш доданд. Кластери сеюм (16.2%) шахсони дорои мушкилоти кориро намояндагӣ мекард, дар ҳоле ки кластери чорум (13.0%) аз иштирокчиён иборат буд, ки шумораи зиёди мушкилоти вобастагии мухталиф бидуни рафтори возеҳи бартариятдоштаро тавсиф мекарданд. Кластери панҷум (9.5%) асосан шахсонеро намояндагӣ мекунад, ки дар бораи рафтори аз ҳад зиёди ҷинсӣ хабар медиҳанд, дар ҳоле ки кластерҳои шашум (8.9%) ва ҳафтум (4.7%) аз иштирокчиён иборатанд, ки хариду фурӯш ва видео бозӣ ҳамчун мушкилоти муштараки рафтори онҳо мебошанд. Дар байни бозигарони аз ҳад зиёди бозиҳои видеоӣ (Кластери VII) шумораи аз ҳама баландтарини рафтори ба одатдаромада дар соли гузашта мушоҳида карда шуд, дар ҳоле ки пасттарин дар байни хӯрокхӯрони аз ҳад зиёд мушоҳида шудааст (Кластери II). Маълумоти муфассал дар бораи хусусиятҳои нашъамандии ҳар як кластер дар Ҷадвал оварда шудааст 5.
|
Ҷадвали 5. Паҳншавии (%) ҳар як рафтори мушкилот дар кластерҳои вобастагӣ (n = 2,728)
| Алк | Дунёи иқтисод | мар | Coc | бозӣ кардан | сехњо | Видео | Иҷозат диҳед | Sex | кор | Шумораи рафтори одатдиҳандаa | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Кластери I (n = 708) | 0.0 | 100.0 | 0.0 | 0.0 | 0.0 | 0.0 | 0.0 | 19.1 | 0.0 | 17.7 | 1.4 (0.6) |
| Кластери II (n = 596) | 0.0 | 0.0 | 0.0 | 0.0 | 0.0 | 0.0 | 0.0 | 100.0 | 0.0 | 0.0 | 1.0 (0.0) |
| Кластери III (n = 441) | 0.0 | 0.0 | 0.0 | 0.0 | 0.0 | 0.0 | 0.0 | 25.3 | 0.0 | 100.0 | 1.3 (0.4) |
| Кластери IV (n = 354) | 54.7 | 42.2 | 28.9 | 7.8 | 23.2 | 9.4 | 4.9 | 26.0 | 6.2 | 24.5 | 2.3 (1.1) |
| Кластери V (n = 259) | 13.6 | 22.9 | 5.8 | 4.4 | 5.8 | 15.3 | 4.4 | 35.4 | 99.7 | 38.6 | 2.3 (1.6) |
| Кластери VI (n = 243) | 0.9 | 20.3 | 0.0 | 0.0 | 6.0 | 100.0 | 7.3 | 50.9 | 2.2 | 31.9 | 2.1 (1.0) |
| Кластери VII (n = 127) | 1.2 | 31.1 | 13.5 | 0.6 | 12.3 | 4.9 | 100.0 | 36.6 | 14.0 | 37.2 | 2.5 (1.3) |
Шарҳ. Alc: Истифодаи мушкили алкогол, Тоб: Мушкилоти истифодаи тамоку, Мар: мушкилот бо истифодаи марихуана, Сок: истифодаи мушкили кокаин, Қимбар: мушкилоти қимор, Дӯкони: харид аз ҳад зиёд, Видео: бозии видеоии мушкил, Бихӯред: хӯрдани мушкилот, Ҷинс: Аз ҳад зиёд алоқаи ҷинсӣ рафтор ва Кори: кори аз ҳад зиёд.
aШумораи рафтори одатсозандаи соли гузашта ҳамчун оварда шудаанд M (SD).
Тавсифи муфассали иҷтимоиэмографии ҳар як кластер дар Ҷадвал оварда шудааст 6. Узвияти кластерҳо бо ҷинсият ба таври назаррас робита дошт: ҳафт гурӯҳ, мутаносибан мардон 34.9%, 27.7%, 40.6%, 47.7%, 64.1%, 20.6% ва 44.1% буданд. Шуғл ва вазъи оилавӣ инчунин ба узвияти кластерҳо вобаста буданд. Ҳама сатҳи дараҷавӣ (дараҷаи маълумот) ё тағирёбандаҳои давомдори иҷтимоиографии тақсимнашуда (синну сол ва даромад) инчунин ба узвияти кластерҳо алоқаманд буданд. Ниҳоят, аъзоёни кластерҳо аз ҷиҳати некӯаҳволӣ ба таври назаррас фарқ карданд: аъзои “харидори аз ҳад зиёд”, “тамокукаш”, “нашъамандӣ” ва “полиаддикт” ба таври возеҳ нишон доданд (бо фосилаҳои бо ҳам мувофиқатнашаванда нишон дода шудаанд) Нишондиҳандаҳо нисбат ба "мехоҳандикҳо" ва "истеъмолкунандагони аз ҳад зиёд" (Расми 22) 1).
|
Ҷадвали 6. Тавсифи иҷтимоиемографӣ вобаста ба узвияти кластер (n = 2,728)
| Кластери I | Гурӯҳи II | Гурӯҳи III | Гурӯҳи IV | Кластери V | Кластери VI | Кластери VII | ||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Ҷинс, N (%) | ||||||||
| Мард | 247 (34.9) | 165 (27.7) | 179 (40.6) | 169 (47.7) | 166 (64.1) | 50 (20.6) | 56 (44.1) | χ2 = 153.7, p <.001, Крамер V = 0.24 |
| занона | 461 (65.1) | 431 (72.3) | 262 (59.4) | 185 (52.3) | 93 (35.9) | 193 (79.4) | 71 (55.9) | |
| Синну сол, M (SD) | 45.9 (12.5) | 49.4 (13.4) | 42.9 (12.1) | 42.8 (13.8) | 46.9 (13.6) | 41.1 (14.1) | 38.1 (14.3) | Крускал – Уоллис2 = 130.0, p <.001 |
| Аҳволи оилавӣ, N (%) | ||||||||
| Шарик | 465 (65.9) | 413 (69.5) | 283 (64.5) | 197 (56.1) | 181 (69.9) | 157 (64.6) | 77 (61.1) | χ2 = 50.6, p <.001, Крамер V = 0.10 |
| Ҷудошуда ё талоқшуда | 138 (19.5) | 99 (16.7) | 77 (17.5) | 72 (20.5) | 37 (14.3) | 30 (12.3) | 12 (9.5) | |
| ягона | 103 (14.6) | 82 (13.8) | 79 (18.0) | 82 (23.4) | 41 (15.8) | 56 (23.0) | 37 (29.4) | |
| Маориф, N (%) | ||||||||
| Мактаби миёна ё камтар | 204 (28.8) | 128 (21.5) | 66 (15.0) | 114 (32.2) | 55 (21.2) | 44 (18.1) | 33 (26.0) | χ2 = 50.2, p <.001, Крамер V = 0.14 |
| Коллеҷ ё бештар | 504 (71.2) | 468 (78.5) | 375 (85.0) | 240 (67.8) | 204 (78.8) | 199 (81.9) | 94 (74.0) | |
| Шуғл N (%) | ||||||||
| Пурра ва ё нисфирӯзӣ | 459 (64.9) | 350 (59.0) | 354 (80.8) | 239 (67.5) | 171 (66.0) | 145 (59.7) | 64 (51.2) | χ2 = 72.3, p <.001, Крамер V = 0.16 |
| Ҳамаи дигарон | 248 (35.1) | 243 (41.0) | 84 (19.2) | 115 (32.5) | 88 (34.0) | 98 (40.3) | 61 (48.8) | |
| Даромад, M (SD)a | 6.1 (2.9) | 6.6 (3.0) | 7.0 (3.0) | 6.2 (3.2) | 6.5 (2.9) | 6.4 (3.2) | 5.6 (3.0) | Крускал – Уоллис2 = 33.8, p <.001 |
| Некӯаҳволӣ M (SD) | 52.7 (12.8) | 56.7 (13.1) | 55.5 (11.8) | 49.7 (13.9) | 52.0 (14.6) | 50.9 (14.9) | 52.4 (12.5) | Крускал – Уоллис2 = 96.0, p <.001 |
aТафсилотро дар бораи андозагирии даромад дар Ҷадвал пайдо кардан мумкин аст 1.
Тасвири 1. Воситаҳо ва 95% фосилаҳои эътимоднокии индекси некӯаҳволии шахсӣ дар ҳафт кластер
Муҳокима ва хулосаҳо
Табобати маҷмӯӣ барои ихтилоли мухталифи нашъамандӣ муҳим аст, зеро муайян ва табобати мушкилоти вобастагии тобеъ ба натиҷаҳои бадтар алоқаманд аст (Идоракунии хидматрасонии солимии рӯҳӣ ва солимии равонӣ, 2009). Мутаассифона, провайдерҳои табобат бештар дучор мешаванд ихтилолҳое, ки тамаркузи таълими онҳост, ва одатҳои бадро дар бар мегирандФреймут ва дигарон, 2008). Аз ин рӯ, ҳадафи ин таҳқиқот пешниҳоди маълумоти иловагӣ дар бораи пайдоиши шумораи зиёди вобастагӣ аз моддаҳо ва рафтор барои кӯмак расонидан ба провайдерҳои табобат ва банақшагирандагони хидматрасонӣ дар бораи омезишҳои маъмулии одатҳо буд.
Бозёфтҳои мо дар бораи паҳншавии мушкилоти вобастагӣ ба маълумоти Иёлоти Муттаҳида мувофиқат мекарданд, ки тақрибан нисфи аҳолии калонсол бо ҳадди аққал як рафтори аз ҳад зиёд дар як сол мубориза мебаранд (Суссман ва дигарон, 2011). Натиҷаҳои ин таҳқиқот инчунин нишон доданд, ки тақрибан 30 фоизи аҳолии калонсол бо як рафтори одатдиҳанда душворӣ мекашанд, дар ҳоле ки 21% дар бораи мушкилоти бо ду ва зиёда рафтори худ ва / ё моддаҳо дучор омадааст. Гарчанде ки бисёриҳо тасдиқ мекунанд, ки пайдоиши мунтазами баъзе шаклҳои вобастагӣ мавҷудияти мавҷудияти хосияти вобастаро ба зери вобастагӣ (Шаффер ва дигарон, 2004), маълумоти мазкур - нишон медиҳанд, ки тақрибан 60% -и онҳое, ки дар бораи мушкилоти вобастагӣ гузориш медиҳанд, танҳо бо як рафтор мушкилот доранд - дастгирии возеҳи ин модели вобастагӣ ба синдромро таъмин намекунад. Бо вуҷуди ин, он имкон дорад, ки бисёр шахсоне, ки танҳо як рафтори аз ҳад зиёд дар соли гузашта гузориш додаанд, дар дигар соҳаҳо мушкилот доштанд ё доштанд, аммо ба ҷои онҳо ҳамзамон (ивазкунандаи вобастагӣ / ҷобаҷогузорӣ / тобиши вобастагӣ); Ҷонсон, 1999).
Ғайр аз он, маълумоти мо нишон дод, ки таҳлили рафтори аз ҳад зиёд омӯхташуда бо ҳалли ҳафт кластер, ки аз шумораи гурӯҳҳо ё андозаҳо зиёдтар аст (2-4), одатан дар таҳқиқоти қаблӣ гузориш дода шудааст (Ҳейлетт ва дигарон, 2004; Лочнер ва дигарон, 2005; MacLaren & Best, 2010; Стефенсон ва дигарон, 1995; Суссман ва дигарон, 2014). Аммо қайд кардан бамаврид аст, ки муқоисаи бевоситаи натиҷаҳо дар тамоми таҳқиқотҳо аз сабаби гуногунии калон дар методологияи омӯзиш, аз ҷумла шумора ва навъи нашъамандӣ ва усулҳои омори истифодашуда (таҳлили омилҳо, таҳлили кластерҳо, таҳлили синфи ниҳон ва алоќамандии байни ченакњои ченкунї).
Як мустаҳкамии ин таҳқиқот истифодаи ду намояндаи мустақил ва нисбатан калонтари намояндагони аҳолии калонсоли Алберта дар байни ҷинсҳо, гурӯҳи синну солӣ ва минтақа мебошад. Қувваи дигар ин арзёбии ҳамзамон аз шумораи нисбатан зиёди одатҳои ба модда алоқаманд ва рафтор мебошад, ки имконияти фарогирии тамоми майдони вобастагиро фароҳам меорад. Аз тарафи дигар, якчанд маҳдудиятҳои таҳқиқоти мазкур мавҷуд буданд, ки сазовори тавсиф кардан буданд. Аввалан, ҳарду намуди пурсишҳо сатҳи посухҳо нисбатан паст буданд, ки умумияти хулосаҳои моро сусттар мекунад (Konkolÿ Thege et al., 2015). Ғайр аз он, гарчанде ки усули ягонаи саволҳо барои баҳодиҳии рафтори печида ба мушкилот одатан дар тадқиқоти эпидемиологӣ истифода мешавадБоулинг, 2005; Кук, 1987), эътимоднокии тарозуи як чиз дар маҷмӯъ нисбат ба миқёси бисёрҷанбаҳо заифтар аст. Инчунин, гарчанде ки таҳқиқоти қаблӣ нишон доданд, ки худшиносӣ тавассути як савол барои рафтори аз ҳад зиёд воситаи боэътимод ва аз ҷиҳати клиникӣ аҳамиятнок дар муайян кардани шахсони дорои вобастагӣ ба маводи оммавӣ мебошад, аммо ин таҳқиқотҳо дар бораи нашъамандӣ, қиморбозии патологӣ ва видео бозӣ мутамарказ шудаанд (Кук, 1987; Кинг, Делфаббро, ва Гриффитс, 2013; Widyanto, Griffiths, & Brunsden, 2011). Аз ин рӯ, умумияти мувофиқати методологии ин усули арзёбӣ ба ҳама гуна вобастагӣ ба рафтор шубҳаовар аст.
Эътибор додани матни унсурҳои ягона низ номуайян аст. Ҳадафи мо аз он иборат буд, ки шарҳи мухтасари рафтори ҳар як рафторро, ки беқурбшавиро таъкид мекунад ва пешгирӣ аз истифодаи истилоҳҳо ба монанди нашъамандӣ ба ҳадди ақалл кам кардани вокуниш ба посухдиҳандагон. Иштирокчиёни дақиқ ин маводро чӣ гуна шарҳ доданд, ки дар ин таҳқиқот омӯхта нашудааст ва эҳтимол дорад, ки дар баъзе ҳолатҳо беқурбшавӣ васеъ муайян карда шуда буд. Масалан, «хӯрдани мушкилот», ки барои мусоҳибон муайян карда шудааст, метавонад на танҳо хӯрдани аз ҳад зиёди истеъмолкунандагони ғизо, балки инчунин маҳдудиятҳои рафтори маҳдудкунандаи анорексияро низ дар бар гирад, ки бо вуҷуди табиати харобиовар ҳамчун системаи нашъамандӣ ҳамчун вобастагӣ тасниф нашудааст.
Бо вуҷуди ин маҳдудиятҳо, ин таҳқиқот диққати моро ба шумораи зиёди одамоне дучор мекунад, ки онҳо якчанд мушкилиҳои одатдиҳиро дар як вақт дучор меоянд, ки ба ин ниёз ба баррасии махсус ва истифодаи равишҳои ҳамгирои табобат ҳангоми гирифтани хизматрасониҳои солимии равонӣ эҳтиёҷ доранд. Умедворем, ки ин кор дар арзёбии дақиқ ва табобати беморони дорои нишонаҳои вобастагӣ мусоидат мекунад ва мутахассисонро ҳавасманд мекунад, ки эҳтимолияти пайдоиши моддаҳо ва одатҳои рафторро нисбат ба оне, ки мизоҷон дар аввал таъкид мекарданд, зиёдтар кунанд.
Саҳми муаллифон
TCW ва DCH омӯзишро таҳия намуда, протоколро навиштанд. BKT таҳқиқоти адабиёт гузаронид ва хулосаҳои таҳқиқоти қаблиро пешкаш кард, таҳлили оморӣ гузаронд ва аввалин лоиҳаи дастнависро навишт. Ҳама муаллифон дастнависи хотимавиро ба саҳм гузоштанд ва тасдиқ карданд. Ҳама муаллифон ба ҳама маълумотҳои таҳқиқот дастрасии комил доштанд ва барои якпорчагӣ ва дурустии таҳлили маълумот масъуланд.
Таҳсили шавқовар
Муаллифон ҳеҷ гуна мухолифати манфиатҳоро эълон накардаанд.
Адабиёт
| Боулинг, A. (2005). Танҳо як савол: Агар як савол кор кунад, чаро якчандро пурсед? Маҷаллаи Эпидемиология ва Тандурустии Ҷамъиятӣ, 59 (5), 342-345. doi: 10.1136 / jech.2004.021204 Садо Ояндасоз, Медиа | |
| Кларксон, Ҷ., & Копачевский, С. (2013). Маҳбусии порнография ва табобати озодии сухан. Маҷаллаи амрикоии патологияи клиникӣ, 37 (2), 128-148. доии: 10.1177 / 0196859913482330 | |
| Клатворти, Ҷ., Бук, Д., Ҳанкинс, М., Вейнман, Ҷ. Ва Хорне, Р. (2005). Истифода ва ҳисоботдиҳии таҳлили кластерӣ дар психологияи саломатӣ: Бознигарӣ. Маҷаллаи Бритониёи Психологияи Тандурустӣ, 10 (3), 329-358. доии: 10.1348 / 135910705X25697 Садо Ояндасоз, Медиа | |
| Кук, Д.Р (1987). Нашъамандӣ ва изтироби эҳсосӣ дар намунаи донишҷӯёни коллеҷ. Психологияи рафторҳои ба одатдаромада, 1 (1), 55-61. доии: 10.1037 / h0080429 Садо Ояндасоз | |
| Davison, C., Smith, G. D., & Frankel, S. (1991). Эпидемиология ва парадокси пешгирӣ: Оқибатҳои номзадии коронарӣ барои таҳсилоти тиббӣ. Ҷомеашиносии тандурустӣ ва беморӣ, 13 (1), 1-19. доии: 10.1111 / 1467-9566.ep11340301 Садо Ояндасоз | |
| Demetrovics, Z., & Griffiths, M. (2012). Маҳбусии рафторӣ: гузашта, ҳозира ва оянда. Маҷаллаи Маҳбусиятҳои рафторӣ, 1 (1), 1-2. доии: 10.1556 / JBA.1.2012.1.0 Link | |
| Effertz, T., & Mann, K. (2013). Сарборӣ ва хароҷоти ихтилоли мағзи сар дар Аврупо бо ворид кардани истеъмоли машруботи спиртӣ ва вобастагии никотин. Нейропсихофармакологияи Аврупо, 23 (7), 742-748. доии: 10.1016 / j.euroneuro.2012.07.010 Садо Ояндасоз, Медиа | |
| Freimuth, M., Waddell, M., Stannard, J., Kelley, S., Kipper, A., Richardson, A., & Szuromi, I. (2008). Васеъ кардани доираи ташхиси дугона ва ҳамбастагӣ: Маҳбусии рафторӣ. Маҷаллаи гурӯҳҳо дар нашъамандӣ ва барқарорсозӣ, 3 (3-4), 137-160. доии: 10.1080 / 15560350802424944 Садо Ояндасоз | |
| Гарсия, Ф.Д., & Тибо, Ф (2010). Маҳбусии ҷинсӣ. Маҷаллаи амрикоӣ оид ба сӯиистифода аз маводи мухаддир ва алкогол, 36 (5), 254-260. доии: 10.3109 / 00952990.2010.503823 Садо Ояндасоз, Медиа | |
| Gossop, M. (2001). Веби вобастагӣ. Нашъамандӣ, 96 (5), 677 – 678. doi: 10.1046 / j.1360-0443.2001.9656771.x Садо Ояндасоз, Медиа | |
| Granello, D. H., & Wheaton, J. E. (2004). Ҷамъоварии маълумот дар Интернет: Стратегияи таҳқиқот. Маҷаллаи машваратӣ ва рушд, 82 (4), 387-393. доии: 10.1002 / j.1556-6678.2004.tb00325.x Садо Ояндасоз | |
| Grant, J. E., Potenza, M. N., Weinstein, A., & Gorelick, D. A. (2010). Муқаддима ба вобастагии рафторӣ. Маҷаллаи амрикоии нашъамандӣ ва алкогол, 36 (5), 233-241. доии: 10.3109 / 00952990.2010.491884 Садо Ояндасоз, Медиа | |
| Ҳейлетт, С.А., Стефенсон, Г.М. ва Лефевер, Р.М.Х (2004). Ковариатсия дар рафтори печкорҳ: Омӯзиши самтҳои печкорҳ бо истифода аз саволномаи Shorter PROMIS. Рафторҳои печкорӣ, 29 (1), 61-71. доии: 10.1016 / S0306-4603 (03) 00083-2 Садо Ояндасоз, Медиа | |
| Hellman, M., Schoenmakers, T. M., Nordstrom, B. R., & van Holst, R. J. (2013). Оё чунин чизе вуҷуд дорад ба монанди вобастагии онлайнии видео? Баррасии байнисоҳавӣ. Тадқиқот ва назарияи вобастагӣ, 21 (2), 102-112. доии: 10.3109 / 16066359.2012.693222 Садо Ояндасоз | |
| Гурӯҳи байналмилалии некӯаҳволӣ. (2006). Индекси некӯаҳволии шахсӣ (4th Ed.) Аз дастрас аст http://www.deakin.edu.au/research/acqol/instruments/wellbeing-index/pwi-a-english.pdf | |
| Ҷонсон, М.С. (1999). Нашъамандии салиб: Хатари пинҳонии вобастагии гуногун. Ню-Йорк, NY: Гурӯҳи нашри Rosen. | |
| Karim, R., & Chaudhri, P. (2012). Маҳбусии рафторӣ: Шарҳи умумӣ. Маҷаллаи доруҳои психоактивӣ, 44 (1), 5-17. доии: 10.1080 / 02791072.2012.662859 Садо Ояндасоз, Медиа | |
| King, D.L., Delfabbro, P.H, & Griffiths, M. D. (2013). Траекторияҳои бозиҳои видеоӣ дар байни бозигарони доимии калонсолон: Омӯзиши дарозмуддати 18-моҳа. Киберпсихология, рафтор ва шабакаи иҷтимоӣ, 16 (1), 72-76. доии: 10.1089 / cyber.2012.0062 Садо Ояндасоз, Медиа | |
| Konkolÿ Thege, B., Colman, I., El-guebaly, N., Hodgins, D. C., Patten, S. B., Schopflocher, D., Wolfe, J., and Cameron Wild, T. (2015). Мушкилоти вобастагии моддӣ ва рафторӣ: Ду тадқиқоти калонсолони Канада. Тадқиқот ва назарияи вобастагӣ, 23 (1), 34-42. доии: 10.3109 / 16066359.2014.923408 Садо Ояндасоз | |
| Kourosh, A. S., Harrington, C. R., & Adinoff, B. (2010). Даббоғӣ ҳамчун нашъамандии рафторӣ. Маҷаллаи амрикоии нашъамандӣ ва алкогол, 36 (5), 284-290. доии: 10.3109 / 00952990.2010.491883 Садо Ояндасоз, Медиа | |
| Lawlor, D. A., Frankel, S., Shaw, M., Ebrahim, S., & Smith, G. D. (2003). Тамокукашӣ ва вазъи саломатӣ: Оё эпидемиологияи номуваффақ барномаҳои бас кардани тамокукаширо дар байни аҳолии маҳрум шарҳ медиҳад? Маҷаллаи амрикоии тандурустӣ, 93 (2), 266-270. доии: 10.2105 / AJPH.93.2.266 Садо Ояндасоз, Медиа | |
| Лочнер, C., Хеммингс, С.М.Ж, Киннир, Ҷ., Нихаус, Д.Х., Нел, Д.Г., Корфилд, В.А., Моолман-Смук, Ҷ., Седат, С. Таҳлили кластерии ихтилоли васвасан-маҷбуркунандаи спектри беморони гирифтори ихтилоли васвасанокулис: Клиникӣ ва генетикӣ бо ҳам алоқаманд аст. Равоншиносии ҳамаҷониба, 2005 (46), 1-14. доии: 19 / j.comppsych.10.1016 Садо Ояндасоз, Медиа | |
| MacLaren, V. V., & Best, L. A. (2010). Рафторҳои якхелаи ба одатдаромада дар ҷавонони калонсол: меъёрҳои донишҷӯён барои саволномаи кӯтоҳтар оид ба ваъда. Рафторҳои ба одатдаромада, 35 (3), 252-255. доии: 10.1016 / j.addbeh.2009.09.023 Садо Ояндасоз, Медиа | |
| McGinnis, J. M., & Foege, W. H. (1999). Марг ва беморӣ, ки ба истифодаи моддаҳои печкорӣ дар Иёлоти Муттаҳида мансуб аст. Маводи Ассотсиатсияи Табибони Амрико, 111 (2), 109–118. доии: 10.1046 / j.1525-1381.1999.09256.x Садо Ояндасоз, Медиа | |
| Мудри, Т.Э., Ҳоджинс, Д.С., эл-Гебебали, Н., Камерон, В.Т., Колман, И., Паттен, С.Б, & Шопфлочер, Д. (2011). Консептуализатсияи синдромҳои аз ҳад зиёди рафтор: Шарҳи систематикӣ. Шарҳи равонии равонӣ, 7 (2), 138-151. доии: 10.2174 / 157340011796391201 Садо Ояндасоз | |
| Rush, B., Urbanoski, K., Bassani, D., Castel, S., & Wild, T. (2010). Эпидемиологияи истифодаи якҷояи моддаҳо ва дигар мушкилоти равонӣ дар Канада: Паҳншавӣ, истифодаи хидмат ва ниёзҳои қонеъношуда. Дар J. Cairney & D. L. Streiner (Eds.), Бемории рӯҳӣ дар Канада: Дурнамои эпидемиологӣ (саҳ. 170-204). Торонто, Канада: Донишгоҳи Торонто Пресс. | |
| Shaffer, H. J., LaPlante, D. A., LaBrie, R. A., Kidman, R. C., Donato, A. N., & Stanton, M. V. (2004). Ба сӯи модели синдромии вобастагӣ: Ибораҳои сершумор, этиологияи маъмул. Шарҳи Ҳарвард оид ба психиатрия, 12 (6), 367-374. доии: 10.1080 / 10673220490905705 Садо Ояндасоз, Медиа | |
| Шулман, ТД (2003). Чизе барои ҳеҷ чиз: Маҳбусии дуздӣ ва барқарорсозӣ. Ҳаверфорд, Пенсилвания: Нашри Infinity. | |
| Ягона, E., Робсон, Л., Xie, X., ва Рехм, Ҷ. (1998). Хароҷоти иқтисодии машрубот, тамоку ва маводи мухаддир дар Канада, 1992. Маҳбусият, 93 (7), 991-1006. доии: 10.1046 / j.1360-0443.1998.9379914.x Садо Ояндасоз, Медиа | |
| Стефенсон, Г.М., Магги, П., Лефевер, Р.М., ва Мороҷеле, Н.К (1995). Рафторҳои аз ҳад зиёд: Омӯзиши бойгонии тамоюлҳои рафторӣ, ки аз ҷониби 471 беморони ба маркази табобати нашъамандӣ воридшуда гузориш дода шудааст. Тадқиқот ва назарияи вобастагӣ, 3 (3), 245-265. доии: 10.3109 / 16066359509005241 Садо Ояндасоз | |
| Идоракунии хадамоти сӯиистифодаи мавод ва солимии рӯҳӣ (2009). Эҷоди барномаи шумо. Табобати маҷмӯӣ барои ихтилоли пайдошуда Роквилл, MD: Департаменти тандурустии ИМА ва хадамоти инсонӣ, Маъмурияти сӯйистеъмоли моддаҳо ва хадамоти солимии равонӣ, Маркази хизматрасониҳои солимии равонӣ. Баргирифта аз https://store.samhsa.gov/shin/content/SMA08-4367/BuildingYourProgram-ITC.pdf | |
| Sussman, S. (2010). Маҳбубияти ошиқона: Таъриф, этиология, табобат. Маҳбусии ҷинсӣ ва маҷбурӣ, 17 (1), 31-45. доии: 10.1080 / 10720161003604095 Садо Ояндасоз | |
| Sussman, S., Arpawong, T., Sun, P., Tsai, J., Rohrbach, L., & Spruijt-Metz, D. (2014). Паҳн ва ҳамбастагии рафтори печкорӣ дар байни ҷавонони собиқи алтернативии миёна. Маҷаллаи Маҳбусиятҳои рафторӣ, 3 (1), 33-40. доии: 10.1556 / JBA.3.2014.005 Link | |
| Sussman, S., Lisha, N., & Griffiths, M. (2011). Паҳншавии вобастагӣ: Мушкилоти аксарият ё ақаллият? Арзёбӣ ва касбҳои саломатӣ, 34 (1), 3-56. доии: 10.1177 / 0163278710380124 Садо Ояндасоз, Медиа | |
| Sussman, S., & Moran, M. (2013). Маҳбусии пинҳонӣ: Телевизион. Маҷаллаи Маҳбусиятҳои рафторӣ, 2 (3), 125-132. доии: 10.1556 / JBA.2.2013.008 Link | |
| Villella, C., Martinotti, G., Di Nicola, M., Cassano, M., La Torre, G., Gliubizzi, M., Messeri, I., Petruccelli, F., Bria, P., Janiri, L ., & Conte, G. (2011). Маҳбусии рафторӣ дар наврасон ва калонсолон: Натиҷаҳо аз омӯзиши паҳншавӣ. Маҷаллаи омӯзиши қимор, 27 (2), 203-214. доии: 10.1007 / s10899-010-9206-0 Садо Ояндасоз, Медиа | |
| Widyanto, L., Griffiths, M. D., & Brunsden, V. (2011). Муқоисаи психометрии санҷиши вобастагии интернет, миқёси мушкилоти марбут ба Интернет ва худшиносӣ. Киберпсихология, рафтор ва шабакаи иҷтимоӣ, 14 (3), 141-149. доии: 10.1089 / cyber.2010.0151 Садо Ояндасоз, Медиа | |
| Willoughby, T., Chalmers, H., & Busseri, M. A. (2004). Синдром дар куҷост? Тафтиши ҳамбастагӣ дар байни рафтори сершумори мушкилот дар наврасӣ. Маҷаллаи машваратӣ ва психологияи клиникӣ, 72 (6), 1022-1037. доии: 10.1037 / 0022-006x.72.6.1022 Садо Ояндасоз, Медиа | |
| Wong, U., & Hodgins, D. C. (2014). Таҳияи инвентаризатсияи вобастагии бозӣ барои калонсолон (GAIA). Тадқиқот ва назарияи вобастагӣ, 22 (3), 195-209. доии: 10.3109 / 16066359.2013.824565 Садо Ояндасоз |
;