Таҳқиқоти қаблӣ гузориш доданд, ки ассоциация байни ихтилоли бозикунии Интернет (IGD) ва депрессия вуҷуд дорад, аммо самти равобити ин номуайян боқӣ мондааст. Аз ин рӯ, мо таҳқиқоти давомнокро байни сатҳи нишонаҳои депрессия ва IGD дар байни кӯдакон таҳқиқ кардем.
Усулҳои
Панелҳои тадқиқотӣ барои ин тадқиқот аз 366 хонандаи синфҳои ибтидоӣ дар омӯзиши iCURE иборат буданд. Ҳама иштирокчиён корбарони ҳозираи Интернет буданд, бинобар ин онҳоро аҳолии зери хатари IGD ҳисобидан мумкин буд. Шиддатнокии хусусиятҳои IGD ва сатҳи депрессияро, ки аз ҷониби экрани нишонаҳои истифодаи истифодаи Интернет ва инвентаризатсияи депрессияи кӯдакон мутаносибан арзёбӣ карда шуданд. Арзёбии пайгирӣ пас аз 12 моҳ ба итмом расид. Мо барои таҳқиқи ассотсиатсияи байни ду тағирёбанда дар ду нуқтаи замон ҳамзамон моделҳои муодилаи структурии салибдор насб кардем.
Таҳлили фаромарзӣ нишон дод, ки сатҳи депрессия дар ҳолати аввала шиддати хусусиятҳои IGD-ро ҳангоми пайгирии 12 моҳ ба таври назаррас пешбинӣ кардааст (β = 0.15, p = .003). Шакли хусусиятҳои IGD дар ибтидо инчунин сатҳи депрессияро дар пайгирии 12-моҳа (significantly = 0.11, p = .018), назорат кардани омилҳои эҳтимолии ошуфта.
Таҳлили роҳи фарогири роҳ нишон медиҳад, ки муносибати мутақобила байни шиддатнокии хусусиятҳои IGD ва сатҳи нишонаҳои депрессия мебошад. Фаҳмиши робитаи мутақобила байни нишонаҳои депрессия ва шиддатнокии хусусиятҳои IGD метавонад ба мудохила барои пешгирии ҳарду ҳолат мусоидат кунад. Ин бозёфтҳо дастгирии назариявии нақшаҳои пешгирӣ ва бартарафсозии бемориҳои ИГД ва аломатҳои депрессия дар байни кӯдаконро таъмин мекунанд.
Муқаддима
Кӯдакон дар асри технологияи рақамӣ инкишоф ёфта, дар синни барвақт бо компютерҳо, дастгоҳҳои мобилӣ ва Интернет ошно ҳастанд. Бемории бозӣ ҳамчун як мушкилоти асосии солимии равонӣ дар кӯдакон ва наврасон дар саросари ҷаҳон меафзояд (Ioannidis et al., 2018), бо вуҷуди он ки ҳанӯз ҳам баҳс вуҷуд дорад, ки оё бозии бозӣ барои кӯдакон ва наврасон фоидаовар ё зиёновар аст.
Нисфи тамоми бемориҳои рӯҳӣ аз синни 14 солагӣ сар мешавад ва мушкилоти танзими рӯҳӣ баъзан тақрибан дар синни 11 солагӣ, пеш аз балоғат сар мешавад (Forbes & Dahl, 2010; Гуо ва дигарон, 2012). Мушкилоти солимии равонӣ бори гарони беморӣ дар байни ҷавонон мебошад. Таҳқиқоти қаблӣ гузориш доданд, ки иттиҳодияҳо байни вобастагии Интернет ва аломатҳои рӯҳӣ, ба монанди депрессия, изтироб ва танҳоӣ дар байни наврасон вуҷуд доранд. Дар байни категорияи аломатҳои рӯҳӣ, аломатҳои депрессия таъсири сахт ба инкишофи вобастагии Интернет дар кӯдакон ва наврасон нишон медиҳанд (Erceg, Фландрия, & Brezinšćak, 2018; Niall McCrae, Gettings, & Purssell, 2017; Пико, Милин, О'Коннор, ва Сойер, 2011).
Бемории бозии Интернет (IGD) ва депрессия бо ҳамдигар ҳамкорӣ мекунанд ва механизмҳои асабиро мубодила мекунанд (Choi et al., 2017; Лю ва дигарон, 2018). Чунин минтақаҳои мағзи сар ҳам дар депрессия ва ҳам IGD фаъолияти ғайримуқаррариро нишон медиҳанд. Дар одамони гирифтори мушкилоти бозӣ ва афсурдаҳолӣ амигдала, кортексии prefrontal, gyrus ва робита бо лобаки фронталиум ва амигдала пайдо мешаванд.
Таҳлили системавӣ нишон дод, ки шахсони дорои аломатҳои депрессивӣ назар ба шахсоне, ки аломатҳои депрессивӣ доранд, се маротиба зиёд майли вобастагии Интернетро ба вуҷуд меоранд (Carli et al., 2013). Аммо, 19 аз 20 таҳқиқоти ин таҳқиқот таҳқиқоти байнисоҳавӣ буданд, ки самти ассотсиатсияҳоро байни депрессия ва вобастагии Интернет муайян карда наметавонистанд. Бо вуҷуди ин, 75% тадқиқотҳо алоқамандии назаррас байни истифодаи проблемавии Интернет ва депрессияро қайд карданд.
Теъдоди маҳдуди таҳқиқотҳои давомдор муносибати байни IGD ва натиҷаҳои солимии равониро дар байни ҷавонон баҳогузорӣ карданд. Таҳқиқоти ояндаи когорт дар Хитой дарёфт кард, ки донишҷӯёни коллеҷ, ки дар ибтидо аз мушкилоти солимии равонӣ озод буданд, аз рӯи ҷадвали депрессияи худидоракунии ҳисобот 2.5 маротиба зиёдтар буданд, агар онҳо нишон медоданд, ки депрессия дар пайгирии 9 моҳ мушкилоти мушкили Интернет дар марҳилаи аввал (Лам, Пенг, Май, ва Ҷинг, 2009). Дар омӯзиши дарозмуддати 2-солаи кӯдакон ва наврасон, Gentile et al. (2011) дарёфт кард, ки бозии мушкили оморӣ сатҳи баланди депрессия, фобияи иҷтимоӣ ва изтиробро дар оянда аз ҷониби омор пешгӯӣ кардааст, ки аз ҷониби вазъи бади саломатии рӯҳӣ муайяншуда (Gentile et al., 2011). Сатҳи баланди депрессия бо рафтори баландтар ба Интернет вобастагӣ дошт (Stavropoulos & Adams, 2017).
Гарчанде ки таҳқиқоти қаблӣ метавонанд омилҳои марбут ба тартиби муваққатии муносибатҳо байни депрессия ва IGD-ро кӯмак кунанд, ҳанӯз маълум нест, ки оё IGD бо рушди депрессия алоқаманд аст ё ин ки робитаи баръакс низ вуҷуд дорад. Аз ин рӯ, мо бо гузашти вақт устуворӣ ва муносибатҳои нишонаҳои депрессивӣ ва IGD-ро таҳқиқ кардем, то фаҳмем, ки чӣ гуна ин ду тағирёбанда бо гузашти вақт бо истифода аз модели роҳи дуру дароз ба ҳамдигар таъсир мерасонанд. Мо муносибати дутарафаро байни нишонаҳои депрессия ва шиддатнокии хусусиятҳои IGD дар кӯдакони пеш аз таваллуд баҳри паст кардани таъсири тағирёбии рӯҳия дар синни балоғат баҳогузорӣ кардем.
Усулҳои
Аҳолии тадқиқот аз тадқиқоти iCURE, ки дар ҷойҳои дигар муфассал шарҳ дода шудааст, гирифта шудааст (Jeong et al., 2017). Хулоса, омӯзиши iCURE тадқиқоти тӯлонии мактаб аст, ки барои омӯзиши таърихи табиии IGD дар байни хонандагони синфҳои 3 ва 4 ва хонандагони синфи 7 дар Корея мебошад. Ҳамаи ширкаткунандагон гузориш доданд, ки онҳо корбарони кунунии Интернет буданд, аз ин рӯ онҳо барои гурӯҳи хатарноки IGD ҳисобида мешуданд. Аввалин арзёбии пайгирӣ пас аз арзёбии аввалия ба анҷом расид. Бо мақсади коҳиш додани таъсири эҳтимолии тағирёбии рӯҳии ба натиҷа омӯхта, панелҳои таҳқиқотӣ аз хонандагони синфҳои 12 ва 3 иборат буданд, ки ҷузъи iCURE буданд. Аз 4 хонандаи синфҳои ибтидоӣ, ки дар ҳолати аввал iCURE меомӯзанд, 399 (366%) арзёбии пайгирии 91.5-моҳаро хатм карданд ва ба ин таҳқиқот дохил карда шуданд.
Ҳангоми баҳодиҳии базавӣ, ҳама иштирокчиён саволномаҳоро дар муҳити синф пур карданд; як корманди илмӣ саволҳоро бо як дастури муқаррарӣ барои кӯмак дар фаҳмидан хондааст. Барои арзёбии пайгирии 12-моҳа, ҳамаи донишҷӯён саволномаҳоро мустақилона бо истифода аз усули худидораи идоракунии веб пур карданд ва як корманди илмии назоратӣ барои посух додан ба саволҳо дастрас аст.
Ҷиддияти хусусиятҳои IGD аз ҷониби экрани нишони истифодаи истифодаи Интернет (IGUESS) баҳогузорӣ карда шуд. Ин асбоб дар асоси нӯҳ меъёри DSM-5 IGD сохта шудааст, ки ҳар як ашё дар миқёси 4-холӣ баҳо дода шудааст (1 = хеле қавӣ аст, 2 = каме норозӣ аст, 3 = каме розӣ, 4 = қавӣ). Баҳои баландтар шадидияти хусусиятҳои IGD-ро нишон медиҳад. Ин миқёс боэътимод буда, дар ин таҳқиқот Кронбах ба 85 .10 мерасад. Ҷиддияти IGD дорои ченаки шиддатнокии муттасил дониста шуд, ки холҳои баланд дар IGUESS шиддати бештарро барои таҳлил бо модели роҳи қафо нишон доданд. Беҳтарин холҳои буриш XNUMX ба ҳисоб мерафтанд, ки дар хатари дараҷаи IGD баланд мешуд (Ҷо ва дигарон, 2017). Мо ин хати ниҳоиро барои таҳлили дуготомӣ истифода бурдем.
Сатҳи депрессия аз ҷониби инвентаризатсияи депрессияи кӯдакон (CDI) арзёбӣ карда шуд. CDI дорои 27 ҷузъест, ки нишонаҳоеро ба монанди кайфияти депрессия, иқтидори ҳидонӣ, функсияҳои вегетатсионӣ, худшиносӣ ва рафтори шахсӣ муайян мекунанд. Ҳар як ҷузъ аз се изҳорот иборат аст, ки дараҷаи аз 0 ба 2 баланд карда мешавад; кӯдакон якеро интихоб мекунанд, ки аломатҳои онҳоро дар тӯли 2 ҳафтаи охир беҳтар тавсиф мекунад. Холҳои ашё ба холҳои умумии депрессия муттаҳид карда мешаванд, ки аз 0 то 54 мебошанд. Мо версияи Кореяи CDI-ро истифода кардем, ки барои арзёбии нишонаҳои депрессия эътимоднокӣ ва дурустӣ дорад (Cho & Choi, 1989). Сатҳи аломатҳои депрессивӣ як ченаки доимии шадид ҳисобида мешуд, ки дар он дараҷаҳои баландтар дар CDI шиддати бештари аломатҳои депрессияро барои таҳлил бо модели роҳи қафо нишон доданд. Барои таҳқиқи аломатҳои депрессия дар таҳлили дуготомӣ нишондиҳандаи умумии 22 ва зиёда аз он ҳисоб карда шуд. Ҳарду дараҷаи хусусиятҳои IGD ва сатҳи депрессия дар заминаи аввал ва пас аз дувоздаҳ моҳ тавассути истифодаи арзёбиҳои гузоришдиҳанда ва мустақилона гузориш дода шуданд.
Тавсифоти умумӣ, аз ҷумла синну сол, ҷинс, навъи оила ва вақти миёнаи шабонарӯзӣ дар бозиҳои интернетӣ аз маълумоти ибтидоие, ки дар гузориши мустақили кӯдакон бо мусоҳиб гирифта шудаанд, гирифта шудаанд. Барои навъи оила, оилаи нопурра ҳамчун кӯдаконе муайян мешуд, ки ҳарду волидайн зиндагӣ мекарданд; он кӯдаконе, ки бетафовутанд муайян карда мешаванд кӯдаконе, ки танҳо бо модар ё падар зиндагӣ мекунанд ё бо сабаби ҷудо шудан, фавт ё ҷудо шудан аз волидайн. Камолотӣ тибқи посухи иштирокчиён ба ду савол муайян карда шуд: ё барои духтарон "Шумо давраи худро оғоз кардед?" Ё барои писарон "Оё шумо мӯи зерини худро оғоз кардед?" Агар иштирокчиён ҷавоби «ҳа» -ро қабул карданд, мо онҳоро ҳисобидаем, ки онҳо ба балоғат расидаанд. Ҳарду нишондоди хониши фарзандон ва вазъи иҷтимоиву иқтисодии онҳо (SES) аз арзёбии мустақили ҳисоботи волидон ба даст оварда шудаанд.
Омори тасвирӣ ва робитаи мутақобила байни тағирёбандагони омӯзиш бо SAS 9.4 (SAS Institute Inc, Cary, NC, ИМА) анҷом дода шуд. Моделсозии дурдасти панел бо истифода аз моделсозии сохтори муодилаҳои сохторӣ (SEM) бо кӯмаки таҳлили маҷмӯи омори сохторӣ, нусхаи 23.0 гузаронида шуд. (IBM Inc, Чикаго, IL, ИМА). Маълумотҳои тавсифӣ бо рақамҳо ва дарсадҳо барои нишондиҳандаҳои категориявӣ ҷамъбаст карда мешаванд, ё миёна барои SD ё медианӣ (диапазон) барои тағйирёбандагони доимӣ. Ассосиатсияи дарозии байни вазнинии хусусиятҳои IGD ва сатҳи депрессия бо моделҳои панелҳои ҳамранг арзёбӣ карда шуданд. Пеш аз гузаронидани таҳлил, ҳарду дараҷаи депрессия ва шиддатнокии хусусиятҳои IGD ба муқаррароти тахминӣ ба лог иваз карда шуданд.
Моделҳои дурдасти панелҳо имкон медиҳанд, ки ассотсиатсияҳои байни ду ва ё зиёда ченкардаҳои андозагирифташуда якбора таҳқиқ карда шаванд. Аз ин рӯ, коррелятсияҳои қутбнамо таъсири тағирёбандаро дар як вақт дар вақти додашуда ба қиматҳои дигар тағирёбанда баъдтар нишон медиҳанд, ки таносуби кроссвордҳо ва автокоррелелятҳоро назорат мекунанд.
Чӣ тавре ки дар расм нишон дода шудааст 1A, коэффисиенти аввалдараҷа βCL (a) алоқамандии сатҳи сатҳи депрессияро, ки дар ҳолати базавӣ ва шиддатнокии хусусиятҳои IGD чен карда шудааст, ҳангоми пайгирии 12-моҳа муайян мекунад. Коэффисиенти муттасили дутарафаи βCL (b) алоқамандии вазнинии хусусиятҳои IGD-ро, ки дар марҳилаи аввал ва сатҳи депрессия ҳангоми пайгирии 12-моҳа чен карда шудааст, ифода мекунад. Ассосиатсияи байнисоҳавӣ байни шиддатнокии хусусиятҳои IGD ва сатҳи депрессия ҳамчун βCL-аввалия пешниҳод карда мешавад. Коэффициентҳои авторитарӣ βAR-депрессия ва βAR-IGD, ки устувории депрессия ва шиддатнокии хусусиятҳои IGD-ро аз давраи аввал то пайгирии 12 моҳ мутаносибан нишон медиҳанд, оварда шудаанд. Ин модел барои омилҳои ногуворе ба мисли синну сол, ҷинс, навъи оила, дастовардҳои таълимӣ ва SES ислоҳ карда шудааст.
Тасвири 1. (A) Моделсозии умумӣ, ки барои моделҳои панелии салибдор истифода мешавад. (B) Модели панелии фарогир, ки ассотсиатсияи дарозмуддат байни IGD ва депрессияро таҳлил мекунад. Арзишҳои ададӣ коэффисиентҳои стандартикунонидашудаи стресс мебошанд. AR: авторегрессивӣ; КЛ: салиб-қафо; CS: марҳилавӣ. *p <.05. **p <.01.
Барои озмоиши самараи миёнаравӣ барои сохтани роҳи ғайримустақим, 2,000 намунаи пурборшуда ва фосилаи 95% боварӣ (CI) истифода карда шуданд. CI-ҳои тасҳеҳшудаи ислоҳшуда, ки 0 –ро дарбар нагирифтанд, барои таъсири ғайримустақим муҳим дониста шуданд. Ҳаҷми эффектҳо дар асоси тавсияи қаблӣ ҳамчун хурд (0.01), миёна (0.09) ва калон (0.25) шарҳ дода шудаанд (Воиз & Келли, 2011).
Мутобиқати моделӣ бо истифода аз индексатсияҳои сершумор, аз ҷумла шохисҳои мутлақ, индексатсияҳои афзоиш ва индекси парсимони мутобиқ карда шуд. Нишондиҳандаҳои афзоиш бо истифодаи using ҳисоб карда шуданд2 беш аз дараҷаи озодӣ ((2/df) таносуб, некӯаҳволии шохиси мувофиқ (GFI), шохиси муқоисавӣ (CFI) ва хатои решаи миёнаи хатогии тақрибан (RMSEA). Нишондиҳандаҳои афзоиш бо истифодаи индекси Такер-Льюис (TLI), шохиси муносиби мувофиқ, шохиси нисбии нисбӣ (RFI) ва шохиси муқоисавӣ (CFI) баҳогузорӣ шуданд. GFI (AGFI) тасҳеҳшуда барои индексатсияҳои парсимони истифода шудааст. Адабиёти SEM пешниҳод мекунад, ки мувофиқ будани модел ҳангоми χ мувофиқ аст2/df ≤ 3; CFI ≥ 0.95, TLI ≥ 0.95, GFI ≥ 0.95, NFI ≥ 0.95, RFI ≥ 0.95, AGFI ≥ 0.95 ва RMSEA ≤ 0.06 (Kline, 2011).
Барои таҳлили иловагӣ, хавфи баландтарини IGD ҳамчун холҳои умумии 10 ё баландтар аз рӯи миқёси IGUESS ва дараҷаи баланди нишонаҳои депрессия ҳамчун холҳои умумӣ дар CDI аз 22 ё баландтар муайян карда шуданд. Мо як модели логини-биномиро бо PROC GENMOD кор карда баромадем, то хавфи нисбиро (RR) барои ассотсиатсияи сатҳи баланди нишонаҳои депрессия ва хавфи баландшавии IGD дар давраи пайгирии 12-моҳа дар байни кӯдаконе, ки хавфи камтар аз IGD доранд (<10 холҳои IGURSS) дар ибтидо. Сатҳи сатҳи нишонаҳои депрессия дар пайгирии 12-моҳа дар байни кӯдаконе, ки нишонаҳои депрессивӣ надоранд, ҳисоб карда шудааст. Мо RR-ҳои хом ва тасҳеҳшударо ҳангоми назорат барои омилҳои эҳтимолии ошуфта ҳисоб кардем.
Барои дохил шудан ба омӯзиши iCURE, пас аз шарҳи табиати принсипҳои тадқиқот, аз ҷумла махфӣ будан ва озодии интихоб барои иштирок, мувофиқи Эъломияи Хелсинки соли 1975 розигии хаттӣ аз ҳама иштирокчиён ва волидони онҳо ё парасторони қонунӣ гирифта шуд. (Ассотсиатсияи умумиҷаҳонии тиббӣ, 2013с). Ин таҳқиқот аз ҷониби Шӯрои Институтсионалии Донишгоҳи Католикии Корея (MC19ENSI0071) пурра баррасӣ ва тасдиқ карда шуд. Шӯрои идоракунии iCURE маълумоти муайяншударо барои таҳлили додаҳо пешниҳод кард.
Натиҷаи
Хусусиятҳои демографӣ ва клиникии 366 иштирокчӣ дар Ҷадвал ҷамъбаст карда шудаанд 1. Синни медиании иштирокчиён 10 солро ташкил дод (фарогирӣ: 9–12 сола). Аз 366 иштирокчӣ 188 нафар (51.4%) писарон буданд. Аксари иштирокчиён (n = 337; 92.1%) аз оилаҳои солим буданд, 68% иштирокчиён натиҷаҳои хуби таълимӣ доштанд ва 71% гузориш доданд, ки SES-и онҳо паст ва мӯътадил аст.
|
Ҷадвали 1. Хусусиятҳои умумӣ ва клиникии 366 хонандаи синфҳои ибтидоӣ дар омӯзиши iCURE
| Тағирдиҳандаҳо | N (%) | Миёнаравӣ (диапазон) | Α |
|---|---|---|---|
| Sex | |||
| писарон | 188 (51.4) | ||
| Духтарон | 178 (48.6) | ||
| синну сол | 10 (9 - 12) | ||
| Сохтори оила | |||
| Оилаи солим | 337 (92.1) | ||
| Оилаи беасос | 29 (7.9) | ||
| Вазъи иҷтимоиву иқтисодӣ | |||
| Паст ва миёна | 263 (71.9) | ||
| баланд | 103 (28.1) | ||
| Дастоварди академӣ | |||
| хуб | 249 (68.0) | ||
| бад | 117 (32.0) | ||
| Арзёбиҳои аввалия | |||
| Бемории Интернет | 2 (0 - 22) | .78 | |
| рӯҳафтодагӣ | 6 (0 - 46) | .88 | |
| ташвиш | 26 (20 - 58) | .89 | |
| Арзёбиҳои пайгирии 12-моҳа | |||
| Бемории Интернет | 2 (0 - 23) | .86 | |
| рӯҳафтодагӣ | 5 (0 - 45) | .89 | |
| ташвиш | 24 (20 - 58) | .94 |
Таносуби байни тағирёбандаҳои асосии манфиат дар ҷадвал нишон дода шудааст 2. Сатҳи депрессия дар ҳолати аввалия бо шиддатнокии IGD ҳам дар марҳилаи аввал ва ҳам дар пайгирии 12 моҳ ба таври мусбӣ вобаста буд. Дар тӯли дароз, сатҳи депрессия (базавӣ) бо вазнинии IGD (пайгирии 12 моҳӣ) ба таври мусбӣ вобаста буд ва дараҷаи IGD (базавӣ) бо сатҳи депрессия (пайгирии 12 моҳӣ) ба таври мусбӣ вобаста буд.
|
Ҷадвали 2. Ҷадвали матритсаи коррелятсия, миёна ва каҷии стандартӣ (SD) барои тағирёбандаҳои асосӣ
| Тағирдиҳандаҳо | 1 | 2 | 3 | 4 | Муфассалтар | SD |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 1. Сатҳи депрессия (асос) | 1 | 7.4 | 6.5 | |||
| 2. Шиддатнокии IGD (аввалия) | .443 * | 1 | 2.6 | 3.2 | ||
| 3. Сатҳи депрессия (пайгирии 12-моҳаи) | .596 * | .339 * | 1 | 6.7 | 6.6 | |
| 4. Шиддати IGD (пайгирии 12-моҳаи) | .359 * | .453 * | .447 * | 1 | 2.9 | 3.6 |
Шарҳ. IGD: ихтилоли бозӣ дар Интернет.
*p <.001.
Тасвири 1 модели назариявӣ (A) ва модели таҳлилшударо (B) бо боргузориҳои стандартии стандартӣ (бета стандартӣ, β) нишон медиҳад. Дар робита бо роҳҳои автокорелӣ, сатҳи депрессия дар дараҷаи ибтидоии оморӣ пешбинишудаи хусусиятҳои IGD дар пайгирии 12-моҳа (β = 0.55, p <.001). Илова бар ин, вазнинии хусусиятҳои IGD дар сатҳи ибтидоии пешгӯишудаи депрессия дар пайгирии 12-моҳа (β = 0.37, p <.001). Натиҷаҳо нишон доданд, ки ҳам сатҳи нишонаҳои депрессивӣ ва вазнинии хусусиятҳои IGD байни ибтидоӣ ва пайгирии 12-моҳа хеле вобастагӣ доранд. Ба ҳамин монанд, вазнинии хусусиятҳои IGD дар тӯли ду нуқтаи вақт вобаста буд.
Нисбати роҳи коррелексияи байнисоҳавӣ сатҳи аломатҳои депрессивӣ ва вазнинии хусусиятҳои IGD дар ҳар як нуқтаи вақт ба таври мусбӣ вобаста буданд (β = 0.46, p <0.001 дар ибтидо ва β = 0.27, p <.001 дар пайгирии 12-моҳа). Натиҷаҳо байни ҳарду нуқтаи депрессия ва вазнинии хусусиятҳои IGD таносуби мусбӣ нишон доданд.
Таҳлилҳои фаромарзӣ нишон доданд, ки сатҳи депрессия дар дараҷаи аз ҷиҳати оморӣ пешбинишудаи дараҷаи хусусиятҳои IGD дар пайгирии 12-моҳа (β = 0.15, p = .003). Шакли хусусиятҳои IGD дар ибтидо инчунин сатҳи омории пешгӯишудаи депрессия дар пайгирии 12-моҳа (β = 0.11, p = .018), пас аз назорати омилҳои эҳтимолии ошуфта. Таҳлили роҳҳои алоқаманд муносибати байниҳамдигарӣ дар байни вазнинии хусусиятҳои IGD ва сатҳи нишонаҳои депрессияро нишон дод.
Модели умумии мо дар асоси нишондиҳандаҳои мувофиқ мувофиқати хубро нишон дод. Таносуби χ2 ба дараҷаҳои озодӣ 1.336 буд, ки мувофиқати хуби моделиро нишон медиҳад. RMSEA - 0.03, GFI - 0.997, TLI - 0.976, CFI - 0.997 ва AGFI - 0.964 буд, ки мувофиқатро низ нишон медиҳад. Ҳангоми ҷамъоварӣ омори мувофиқ нишон медиҳад, ки ин барои тавлиди модели мӯътамад дар асоси чаҳорчӯбаи назариявии қавӣ ва эътимодҳои қобили қабул кофӣ буд.
Аз 366 иштирокчӣ, 351 гузориш надоданд, ки дар ҳолати аввала хатари баланди IGD дорад. Аз 351 иштирокчӣ, 15 (4.3%) ҳамчун пайгирии дувоздаҳмоҳа ҳамчун хавфи баланди ИГД гурӯҳбандӣ карда шуданд. Пас аз ислоҳи омилҳои мушкилкунандаи эҳтимолӣ, иштирокчиёни нишонаҳои депрессивӣ дар марҳилаи аввал нисбат ба иштироккунандагон бидуни аломатҳои депрессивӣ дар марҳилаи аввал (RR = 12, 3.7% CI = 12–3.7) 95 маротиба RR-и баландтари IGD доранд.
Аз 366 иштирокчӣ, 353 аз сатҳи аввалияи нишонаҳои депрессия дар ибтидо гузориш надоданд. Аз 353 иштирокчӣ, 8 (2.3%) ҳамчун пайгирии 12-моҳаи сатҳи баланди аломатҳои депрессия тасниф карда шуданд. Пас аз ислоҳоти омилҳои ногувори эҳтимолӣ, иштирокчиёни хатари баланди IGD дар марҳилаи аввал дар муқоиса бо пайгирии 3.6 моҳа хавфи депрессияро 12 маротиба афзоиш доданд, дар муқоиса бо иштироккунандагоне, ки хатари баландтари IGD дар марҳилаи аввал надоштанд. аҳамияти оморӣ набуд (RR = 3.6, 95% CI = 0.5–29.0; Ҷадвал 3).
|
Ҷадвали 3. Ҳодисаи ҳам IGD ва ҳам депрессия дар байни кӯдакон дар пайгирии 12-моҳа
| ҳа | Не | IR | RR | аРРa | ||
|---|---|---|---|---|---|---|
| 12-моҳаи IGDb | ||||||
| Департаменти асосї | ҳа | 2 | 8 | 20 | 5.2 (1.4 - 20.2) | 3.7 (1.1 - 13.2) |
| Не | 13 | 328 | 3.8 | |||
| Депрессияи 12-моҳаc | ||||||
| IGD ибтидоӣ | ҳа | 1 | 11 | 8.3 | 4.1 (0.5 - 30.4) | 3.6 (0.5 - 29.0) |
| Не | 7 | 334 | 2.1 | |||
Шарҳ. IR: сатҳи беморшавӣ; RR: хавфи нисбӣ; aRR: хавфи нисбии танзимшуда; IGD: ихтилоли бозӣ дар Интернет.
aАз рӯи ҷинс, намуди оила, дастовардҳои таълимӣ ва вазъи иҷтимоию иқтисодӣ танзим карда мешавад.
bСатҳи беморшавии ИГД дар пайгирии 12-моҳа дар байни кӯдакони бидуни ИГ дар сатҳи аввал (n = 351).
cСатҳи гирифтории депрессия дар пайгирии 12-моҳа дар байни кӯдакони бе депрессия дар марҳилаи аввал (n = 353).
мубоҳиса
Мо алоқаи мусбии байни сатҳи аломатҳои депрессия ва шиддатнокии хусусиятҳои IGD-ро ҳам дар марҳилаи аввал ва ҳам дар пайгирии 12-моҳаи кӯдакон муайян кардем. Ин натиҷаҳо нишон медиҳанд, ки аломатҳои депрессивӣ омили эҳтимолии хатари дараҷаи баланди IGD мебошанд ва шиддатнокии хусусиятҳои IGD метавонанд омили эҳтимолии аломатҳои депрессия пас аз як солро ташкил диҳанд.
Таҳлили роҳи фосилавии роҳҳо имкон медиҳад, ки муносибатҳо дар як вақт таҳлил карда шаванд ва моделҳои мураккаби оморӣ нисбат ба он ки ҳангоми гузаштан аз якчанд регрессияи хатҳои алоҳида ба даст оварда шаванд. Тарафҳои муқоисавии муносибатҳои давомнокро тавассути муқоисаи коэффисиентҳои стандартии таносуби муайян кардан мумкин аст. Ҳарду шиддатнокии хусусиятҳои IGD ва сатҳи нишонаҳои депрессия коэффициентҳои назарраси байнисекторӣ, худкор ва коррелятсияи ҳамоҳангшудаи коррелятсияро нишон доданд.
Таносуби байнисоҳавӣ алоқамандии мусбиро байни сатҳи аломатҳои депрессия ва шиддатнокии хусусиятҳои IGD дар ҳар як нуқта муайян кард. Ҳамин тариқ, коррелятсияи худкор нишон дод, ки ҳам сатҳи аломатҳои депрессия ва шиддатнокии хусусиятҳои IGD бо субот дар ду нуқтаи вақт ба таври назаррас алоқаманд буданд. Таҳлили роҳи дуру дароз роҳи пайдоишро байни хатари IGD ва сатҳи аломатҳои депрессия нишон медиҳад. Ин иттиҳодияҳои байнисекторӣ ва тӯлонӣ пас аз назорат барои муқобилони эҳтимолӣ идома ёфтанд. Қобилияти муносибат байни сатҳи заминавии депрессия ва дараҷаи 12-моҳаи хусусиятҳои IGD қавитар буд (was = 0.15, p = .003) нисбат ба дараҷаи ибтидоии хусусиятҳои IGD ва сатҳи 12-моҳаи депрессия (β = 0.11, p = .018), ки ба андозаи миёнаи таъсири онҳо пешниҳод карда мешаванд. Ин бозёфт нишон медиҳад, ки депрессия саҳми қавитарин ба вазнинии хусусиятҳои IGD мебошад, на баръакс ва бо мурури замон муносибатҳои мутақобила мавҷуданд.
Ассотсиатсияҳо байни IGD ва депрессия баъзан бо гипотезаи баланд бардоштани рӯҳия шарҳ дода шудаанд, ки бармеояд, ки шахсони дорои ІН, эҳтимолан, мехоҳанд машғули фароғат бошанд, то аз ҳолати дизорикӣ фирор кунанд. Тадқиқотҳои қаблӣ бо гипотезаи баланд бардоштани рӯҳия мувофиқ буданд, ки дар он муносибати ҷиддӣ ва мусбати байни депрессия ва IGD мушоҳида шудааст (Остовар ва дигарон, 2019; Seyrek, Cop, Sinir, Ugurlu, & Senel, 2017; Yen, Chou, Liu, Yang, & Hu, 2014; Younes et al., 2016). Кӯшишҳои халосӣ аз депрессия ва нигарониҳои воқеӣ тавассути робитаҳои бархатӣ (онлайн) метавонанд давраи шадидеро ба вуҷуд оранд, ки депрессияро зиёдтар мекунанд.
Тибқи фарзияи муҳоҷирати иҷтимоӣ, чӣ қадаре ки одам барои иҷрои як кор сарф кунад, ҳамон қадар вақти дигаре, ки барои иҷрои дигар сарф мешавад. Кӯдаконе, ки вақти зиёдеро дар бозии интернет сарф мекунанд, одатан барои муошират бо одамони камтар вақти камтар сарф мекунанд (Клан, 2003). Эҳтимолияти таъсири тағйири иҷтимоии он аст, ки вақти сарфшуда ба бозӣ дигар фаъолиятҳоро, ба мисли ҳамкории иҷтимоӣ, ки барои рушди психологию иҷтимоӣ дар кӯдакон муҳим аст, иваз мекунад (Замани, Херадманд, Чешми, Абеди, & Хедаяти, 2010). Норасоии ҳамкории иҷтимоӣ метавонад ба ІН оварда расонад. Ғайримутамарказ ва диг. (2011) пас аз оғози мушкилоти видео-бозӣ нишонаҳои баланди депрессивиро паси сар карданд ва ин аломатҳо идома ёфтанд (Gentile et al., 2011). Агар фарзияи муҳоҷирати иҷтимоӣ дуруст бошад, пас IGD метавонад ба депрессия оварда расонад (Amorosi, Ruggieri, Franchi, & Masci, 2012; Далбудак ва дигарон, 2013).
Аломатҳои депрессия дар наврасон одатан пеш аз балоғат пайдо мешаванд. Дар робита ба осебпазирии генетикӣ барои як мушкилоти асосии депрессия, таҷрибаи ҳодисаҳои стресс дар ҳаёт ё мавҷудияти ихтилоли равонӣ дар кӯдакӣ бо пайдоиши депрессия алоқаманд аст (Пико ва дигарон, 2011; Шаперо ва дигарон, 2014). Азбаски депрессия пеш аз омма бо инкишофи ихтилоли антисосиалӣ ва вобастагӣ вобаста аст (Райан, 2003), эҳтимол дорад, ки талошҳои пешгирии нашъамандӣ дар Интернет бояд дар синни ҷавонӣ то ҳадди аққал коҳиш додани таъсири шадидтар ба депрессия амалӣ карда шавад. Ҳамин тариқ, диққати бештар бояд ба депрессия ва таъсири эҳтимолии он ба рушди IGD дар кӯдакон дода шавад.
Кӯдакони дорои аломатҳои депрессивӣ дар марҳилаи аввал нисбат ба кӯдаконе, ки аломатҳои депрессия дар ҳолати авваларо пас аз мутобиқ кардани омилҳои ногувор эҳтимолияти зиёд кардани пайгирии нишонаҳои ИГД дар давраи 3.7-моҳаро нишон доданд, 12 маротиба зиёд шуд. Азбаски 95% CI дорои 1.1-13.2 васеъ аст, эҳтимол аст, ки барои кафолат додани саҳеҳии баҳоҳо маҳдудиятҳо вуҷуд дошта метавонанд, бинобар ин натиҷаҳоро бо эҳтиёт шарҳ додан мумкин аст. Илова бар ин, кӯдакони дорои аломатҳои IGD дар марҳилаи аввал нисбат ба кӯдакони дорои аломатҳои IGD дар марҳилаи аввал эҳтимолияти зиёд кардани пайгирии нишонаҳои депрессивӣ ҳангоми пайгирии 12 моҳаро дошта бошанд; Аммо, натиҷаҳо аз ҷиҳати оморӣ муҳим набуданд.
Духтарон ба балоғат расидан нисбат ба писарон тақрибан 12 сол пештар мешаванд. Синну соли миёнаи духтарон барои ба балоғат расидан дар намунаҳои намояндагии саросари кишвар 12.7 сол аст (Ли, Ким, О, Ли, ва Парк, 2016). Аз ин нуқтаи назар, аксарияти иштирокчиёни ин таҳқиқот ҳанӯз ба балоғат нарасида буданд. Ҳамагӣ 8 (2.2%) кӯдак ба балоғат расидаанд (3 дар ҳолати аввал, 5 дар пайгирии 12-моҳа). Азбаски шумораи ками кӯдакон ба синни балоғат расида буданд, эҳтимол ба ин таҳқиқот дигаргуниҳои ба балоғат нарасида буданд.
Сатҳи ҷалб дар пайгирии 12-моҳа 9.1% (33 кӯдак) буд. Ҳама ҷаласа аз он сабаб рух дода буд, ки донишҷӯён ба мактаби дигар интиқол ёфтаанд. Дар байни хусусиятҳои аввалия, аз ҷумла, ҷинс, синну сол, намуди оила, муваффақияти таълимӣ, SES, фаъолияти Интернет ё дараҷаи хусусиятҳои IGD дар байни иштирокчиён, ки таҳқиқотро анҷом додаанд ё ба анҷом нарасонидаанд, ягон фарқияти назаррас вуҷуд надорад.
Омилҳои вобаста ба депрессия дар кишварҳо метавонанд фарқ кунанд. Депрессия як ҳолати бисёрҷабҳаест, ки фарқияти назаррасро дар байни аҳолии гуногун нишон медиҳад ва бо шумораи зиёди омилҳои генетикӣ ва иҷтимоию экологӣ, бо якчанд зергурӯҳҳо бо этиологияҳои гуногун алоқаманд аст. Корея аввалин кишваре буд, ки буҷаи миллиро барои ҳалли мушкилоти Интернет ва нашъамандӣ боз мекунад (Кох, 2015). Фарқиятҳои психологию иҷтимоӣ, экологӣ ва фарҳангӣ метавонанд ба муносибатҳои байни аломатҳои депрессия ва шиддатнокии хусусиятҳои IGD таъсир расонанд, аммо интизор меравад, ки иттиҳодияи бунёдии байни депрессия ва IGD дар тамоми қаламравҳо ва фарҳангҳо мушоҳида карда шавад. Ҳамин тариқ, натиҷаҳои тадқиқоти мазкур метавонанд барои кӯдакони кишварҳои дигар алоқаманд бошанд ҳам, ҳангоми ҷамъбасти бозёфтҳо огоҳӣ дода мешавад. Зеро посухгӯяндагон дар байни наврасоне, ки ба мактаб мераванд ва кӯдакони дар мактаб набударо интихоб карданд. Мактабҳои иштироккунанда, инчунин кӯдакон ва волидайн ихтиёрӣ буданд; бинобар ин мактабҳо дар муқоиса бо мактабҳои ғайрирасмӣ дар пешгирии ИГБ ҳавасманд буданд. Имконияти ғаразнок интихоб шудан ва нодида гирифтани паҳншавии IGD -ро истисно кардан мумкин нест.
Кӯдакӣ давраи хавфнок барои рушди ҳам депрессия ва ҳам ИГД мебошад. Ин ду ихтилол зуд-зуд дар кӯдакӣ рух медиҳанд ва бо вайроншавии назарраси функсионалӣ дар ҳаёти баъдӣ алоқаманданд. Бо дарназардошти рушди муназзами хусусиятҳои рӯҳӣ дар давраи наврасӣ ва ҳаёти барвақти калонсолон, дарки амиқи самти фарорасӣ ва ҷараёни ин ихтилолиятҳо дар кӯдакӣ дар таҳияи стратегияҳои муассири пешгирӣ ва табобат муфид хоҳад буд.
Таҳлили роҳи фосилавии роҳ равобити дуҷонибаро дар байни дараҷаи хусусиятҳои IGD ва сатҳи депрессия нишон дод. Сатҳи баланди аломатҳои депрессия дар ҳолати аввалия дараҷаи баландтари хусусиятҳои IGD-ро пас аз 12 моҳ пешгӯӣ карданд. Гузашта аз ин, дараҷаи ибтидоии хусусиятҳои IGD ба сатҳи баланди аломатҳои депрессия пас аз 12 моҳ дар кӯдакон вобаста буданд. Фаҳмиши муносибатҳои дутарафаи нишонаҳои депрессия ва шиддатнокии хусусиятҳои IGD метавонад ба мудохила барои пешгирии ҳарду ҳолат мусоидат кунад. Ин бозёфтҳо дастгирии назариявии нақшаҳои пешгирӣ ва бартарафсозии бемориҳои ИГД ва аломатҳои депрессия дар байни кӯдаконро таъмин мекунанд.
HJ таҳлилҳо гузаронид ва ба навиштани дастнавис роҳнамоӣ кард. HWY навиштани дастнависро роҳбарӣ мекард ва назорат мекард. HJ ва HWY идеяи асосии омӯзишро таҳия ва пешниҳод карданд. S-YL, HL ва MNP мундариҷаи илмиро баррасӣ карданд ва дастнависро таҳрир карданд. HWY, HJ, S-YJ ва HS таҳқиқотро анҷом доданд. Ҳама муаллифон ба дастнавис шарҳҳои таҳрирӣ доданд.
Муаллифон нисбати мундариҷаи дастнавис ҳеҷ гуна ихтилофи манфиатҳоро изҳор намекунанд. Доктор MNP изҳороти зеринро хабар медиҳад. Вай барои маълумот дар бораи Рӯзи бозиҳо, Форуми сиёсати нашъамандӣ, RiverMend Health, Lapelight Therapeutics / Opiant and Jazz Pharmaceuticals маслиҳат ва машварат додааст. аз ҷониби Mohegan Sun Казино ва Маркази Миллии Бозии Масъул дастгирӣ ёфтааст; дар пурсишҳо, ирсоли почта ё машваратҳои телефонӣ оид ба нашъамандӣ, ихтилоли назорати импулс ё дигар мавзӯъҳои саломатӣ ширкат кардааст; ва барои идораҳои ҳуқуқӣ ва субъектҳои қимор оид ба масъалаҳои марбут ба назорати импулс ё ихтилоли одатпазирӣ машварат дод.
Маҷмӯаи маълумотҳои дар давоми ин таҳқиқот тавлидшуда ва / ё таҳлилшуда аз муаллифи дахлдор дастрас аст.
Адабиёт
| Амороси, M., Руггиери, F., Франчи, G., & Масчи, I. (2012). Депрессия, вобастагии патологӣ ва рафтори хатарнок дар наврасӣ. Психиатрия Данубина, 24 (Замимаи 1), S77-S81. Медиа, Google Scholar | |
| Каплан, S. E. (2003). Афзалият ба равобити онлайни иҷтимоӣ дар назарияи истифодаи мушкилии Интернет ва беҳбудии иҷтимоиву иҷтимоӣ. Тадқиқотҳои коммуникатсионӣ, 30 (6), 625-648. doi:https://doi.org/10.1177/0093650203257842 Бастан, Google Scholar | |
| Карли, V., Дурки, T., Вассерман, D., Хадлацкий, G., Деспалинс, R., & Крамарз, E. (2013). Робита байни истифодаи патологии интернет ва психопатологияи коморб: Шарҳи систематикӣ. Психопатология, 46 (1), 1-13. doi:https://doi.org/10.1159/000337971 Бастан, Медиа, Google Scholar | |
| Чо, S., & Чой, J. (1989). Таҳияи миқёси изтиробомези давлатӣ барои кӯдакони Корея. Маҷаллаи тиббии Донишгоҳи миллии Сеул, 14 (3), 150-157. Google Scholar | |
| Чой, J., Чо, H., Ким, Ҷ., Ҷанг, Д. Ҷ., Аҳн, K. J., Канг, H. B., Чой, Ҷ. С., Чун, Ҷ. В., & Ким, Д. Ҷ. (2017). Тағироти сохторӣ дар қабати қаблии prefrontal робитаи байни бемории бозии Интернет ва рӯҳияи депрессияро миёнаравӣ мекунад. Ҳисоботҳои илмӣ, 7 (1), 1245. doi:https://doi.org/10.1038/s41598-017-01275-5 Бастан, Медиа, Google Scholar | |
| Далбудак, E., Эврен, C., Вай гуфт, S., Коскун, К С., Угурлу, H., & Йилдирим, F. Г. (2013). Робитаи шиддатнокии вобастагӣ ба Интернет бо депрессия, изтироб ва алекситемия, ҳарорат ва хислати донишҷӯёни донишгоҳҳо. Cyberpschology, Behavior, ва Шабакаи иҷтимоӣ, 16 (4), 272-278. doi:https://doi.org/10.1089/cyber.2012.0390 Бастан, Медиа, Google Scholar | |
| Эрсег, T., Фландрия, G., & Брезиншак, T. (2018). Робитаи байни истифодаи маҷбурии Интернет ва нишонаҳои депрессия ва изтироб дар синни наврасӣ. Тадқиқоти алкоголизм ва психиатрия, 54 (2), 101-112. doi:https://doi.org/10.20471/dec.2018.54.02.02 Бастан, Google Scholar | |
| Форбс, E. E., & Дал, R. E. (2010). Рушд ва рафтори постерталӣ: Фаъолсозии гормоналии тамоюлҳои иҷтимоӣ ва ҳавасмандкунанда. Майна ва дониш, 72 (1), 66-72. doi:https://doi.org/10.1016/j.bandc.2009.10.007 Бастан, Медиа, Google Scholar | |
| Халқият, D. A., Чу, H., Ляу, A., Сим, T., Ли, D., Фунг, D., & Хоо, A. (2011). Истифодаи бозиҳои биологии видеоӣ дар байни ҷавонон: Таҳқиқоти дарозмуддати ду сол. Педиатрия, 127 (2), e319-e329. doi:https://doi.org/10.1542/peds.2010-1353 Бастан, Медиа, Google Scholar | |
| Гуо, J., Чен, L., Ванг, X., Лю, Y., Чуй, C. Ҳ, Вай, H., Ку, Z., & Тян, D. (2012). Равобити байни вобастагӣ ба Интернет ва депрессия дар байни кӯдакони муҳоҷир ва кӯдакони партофташуда дар Хитой. Cyberpschology, Behavior, ва Шабакаи иҷтимоӣ, 15 (11), 585-590. doi:https://doi.org/10.1089/cyber.2012.0261 Бастан, Медиа, Google Scholar | |
| Иоаннидис, K., Тредер, БОНУ., Чемберлен, S. R., Кирали, F., Редден, S. A., Штайн, Д. Ҷ., Лохнер, C., & Грант, Ҷ. (2018). Истифодаи мушкилии Интернет ҳамчун мушкилии бисёрҷонибаи синну сол: Далелҳо аз як пурсиши дуҷониба. Хусусияти хоси, 81, 157-166. doi:https://doi.org/10.1016/j.addbeh.2018.02.017 Бастан, Медиа, Google Scholar | |
| Ҷонг, H., Ҳим, Ҳ.В., Ҷо, S. J., Ли, S. Y., Ким, E., Писар, H. J., Ҳан, H. H., Ли, Ҳ.К, Квэон, Y. S., Бхан, S. Y., Чой, Ҷ. С., Ким, B. Н., Халқият, D. A., & Potenza, М Н. (2017). Протоколи омӯзиши корбари Интернет Когорт барои Эътирофи беғаразонаи мушкилоти бозӣ дар наврасии барвақтӣ (iCURE), Корея, 2015–2019. BMJ Open, 7 (10), e018350. doi:https://doi.org/10.1136/bmjopen-2017-018350 Бастан, Медиа, Google Scholar | |
| Ҷо, S. J., Ҳим, Ҳ.В., Ли, Ҳ.К, Ли, H. C., Чой, Ҷ. С., & Баек, К Y. (2017). Экрани истифодаи симптомҳои истифодаи Интернети бозӣ барои наврасони 10-19 сола як воситаи қобили эътимод аст. Acta Paediatrica, 107 (3), 511-516. doi:https://doi.org/10.1111/apa.14087 Бастан, Медиа, Google Scholar | |
| Клайн, R. B. (2011). Принсипҳо ва амалияи моделсозии сохтори муодилаҳои (3rd ed.). Ню Йорк, NY / London, UK: Дар Гилфорд матбуот. Google Scholar | |
| Кох, Y. (2015). Сиёсати миллии Кореяи вобастагӣ ба Интернет, дар C. душанбе & M. Reuter (Eds.), Равишҳо ва мудохилаҳои терапевтӣ ба Интернет вобастагӣ ба Интернет. 219-234). Лондон, Британияи Кабир: Springer. Бастан, Google Scholar | |
| Лам, L. T., Пенг, З.В., Май, Ҷ., & Ҷинг, J. (2009). Омилҳои марбут ба вобастагии Интернет байни наврасон. КиберПсихология ва рафтор, 12 (5), 551-555. doi:https://doi.org/10.1089/cpb.2009.0036 Бастан, Медиа, Google Scholar | |
| Ли, М. Ҳ., Ким, S. H., Оҳ M., Ли, К В., & Парки, M. J. (2016). Синну сол дар menarche дар наврасони Корея: Тамоюл ва омилҳои таъсиркунанда. Солимии репродуктивӣ, 42 (1), 121-126. doi:https://doi.org/10.1530/jrf.0.0420121 Бастан, Google Scholar | |
| Лю, L., Яо, Ю.В., Ли, C. R., Чжан, Ҷ. Т., Ся, C. C., Лан, J., Ма, S. S., Чжоу, N., & Фанг, X. Я. (2018). Мубориза байни вайроншавиҳои бозӣ дар Интернет ва депрессия: Робита ва механизмҳои асаб. Психиатрияи пеши, 9, 154. doi:https://doi.org/10.3389/fpsyt.2018.00154 Бастан, Медиа, Google Scholar | |
| Ниал МакКрей, N., Геттингҳо, S., & Пурселл, E. (2017). ВАО иҷтимоӣ ва нишонаҳои депрессия дар кӯдакӣ ва наврасӣ: Шарҳи систематикӣ. Шарҳи таҳқиқоти наврасон, 2 (4), 315-330. doi:https://doi.org/10.1007/s40894-017-0053-4 Бастан, Google Scholar | |
| Остовар, S., Худоё, N., Аминпур, H., Мафия, F., Ҳамчунин, M., & Гриффитс, М. Д. (2019). Инкишофи Интернет ва хавфҳои психологию иҷтимоӣ (депрессия, ташвиш, стресс ва танҳоӣ) дар байни наврасони эронӣ ва калонсолон: Модели услубии сохторӣ дар тадқиқоти марҳилавӣ. Маҷаллаи Байналмилалии Саломатӣ ва Маҳбусӣ, 14 (3), 257-267. doi:https://doi.org/10.1007/s11469-015-9628-0 Бастан, Google Scholar | |
| Пико, B. F., Милин, R., Охирин, R., & Савер, M. (2011). Равиши бисёрҷонибаи депрессияи кӯдак ва наврасон. Тадқиқот ва муолиҷаи депрессия, 2011, 1-3. doi:https://doi.org/10.1155/2011/854594 Бастан, Google Scholar | |
| Воиз, K. J., & Келли, K. (2011). Андозагирии андозаҳои таъсир барои моделҳои миёнаравӣ: Стратегияи миқдорӣ барои муошират бо таъсироти ғайримустақим. Усулҳои психологӣ, 16 (2), 93-115. doi:https://doi.org/10.1037/a0022658 Бастан, Медиа, Google Scholar | |
| Район, Н Д. (2003). Депрессияи кӯдакон ва наврасон: Самаранокии кӯтоҳмуддат ва имкониятҳои дарозмуддат. Маҷаллаи байналмилалии усулҳо дар таҳқиқоти психиатрӣ, 12 (1), 44-53. doi:https://doi.org/10.1002/mpr.141 Бастан, Медиа, Google Scholar | |
| Сейрек, S., Нусха, E., Синир, H., Угурлу, M., & Шенел, S. (2017). Омилҳои марбут ба вобастагии Интернет: Омӯзиши байнисоҳавии наврасони туркӣ. Педиатрияи Байналмилалӣ, 59 (2), 218-222. doi:https://doi.org/10.1111/ped.13117 Бастан, Медиа, Google Scholar | |
| Шаперо, B. Г., Black, С К., Лю, R. T., Клугман, J., Бендер, R. E., Абрамсон, L. Y., & Аллох, ФУНТ. (2014). Ҳодисаҳои фишори зиндагӣ ва аломатҳои депрессия: Таъсири сӯиистифодаи эмотсионалӣ дар кӯдакӣ ба реаксияи стресс. Маҷаллаи психологияи клиникӣ, 70 (3), 209-223. doi:https://doi.org/10.1002/jclp.22011 Бастан, Медиа, Google Scholar | |
| Ставропулос, V., & Адамс, B. L. M. (2017). Аломатҳои халалдоршавии бозӣ дар Интернет дар давраи калонсолии нав: Мусоҳиба дар байни изтироб ва ваҳдати оила. Маҷаллаи Маҳдудиятҳои рафторӣ, 6 (2), 237-247. doi:https://doi.org/10.1556/2006.6.2017.026 Link, Google Scholar | |
| Ассотсиатсияи умумиҷаҳонии тиббӣ (2013). Эъломияи Хелсинки: Принсипҳои этикии тадқиқоти тиббӣ бо иштироки субъектҳои инсонӣ. ҶАМА, 310 (20), 2191-2194. doi:https://doi.org/10.1001/jama.2013.281053 Бастан, Медиа, Google Scholar | |
| Нав, C. F., Чу, W. J., Лю, T. L., Янг, P., & Хо, H. F. (2014). Ассосиатсияи аломатҳои вобастагии Интернет бо изтироб, депрессия ва худбаҳодиҳӣ дар байни наврасон бо норасоии диққат / гиперактиватсия. Психологияи ҳамаҷониба, 55 (7), 1601-1608. doi:https://doi.org/10.1016/j.comppsych.2014.05.025 Бастан, Медиа, Google Scholar | |
| Юнус, F., Халави, G., Ҷаббур, H., Эл Оста, N., Карам, L., Ҳаҷ, A., & Раббаа Хаббаз, L. (2016). Нашъамандии Интернет ва муносибатҳо бо бехобӣ, изтироб, депрессия, стресс ва худбаҳодиҳӣ дар донишҷӯёни донишгоҳ: Омӯзиши байнисоҳавӣ. Якум, 11 (9), e0161126. doi:https://doi.org/10.1371/journal.pone.0161126 Бастан, Медиа, Google Scholar | |
| Замани, E., Херадманд, A., Чешми, M., Абеди, A., & Ҳедаятӣ, N. (2010). Муқоисаи малакаҳои иҷтимоии донишҷӯён ба бозиҳои компютерӣ бо донишҷӯёни муқаррарӣ. Нашъамандӣ ва саломатӣ, 2 (3-4), 59-65. doi:https://doi.org/10.1016/S0924-9338(12)74212-8 Медиа, Google Scholar |
;