Нишондиҳандаҳои рафтор ва муносибати манфӣ дар ҷавонон (2018)

J Behav Addict. 2018 Apr 12: 1-14. doi: 10.1556 / 2006.7.2018.22.

Роммер Томсен К.¹, Callesen MB¹, Hesse M¹, TL Kvamme¹, Педерсен MM¹, Педерсен М¹, Voon V².

мавҳум

Асос ва мақсадҳо

Импульсистӣ омили хатарнок барои рафтори нармафзор мебошад. Модели эмгузаронии UPPS-P бо марги маводи мухаддир ва мушкилоти бозӣ алоқаманд аст, аммо нақши он дар дигар рафтори ғайриқонунии маводи мухаддир алоқаманд аст. Мо кӯшиш менамудем, ки ассотсиатсияҳоро дар байни стандартҳои UPPS-P ва нишондиҳандаҳои гуногуни маводи мухаддир ва ғайриқонунии маводи мухаддир дар ҷавонон бо иштироки гуногун дар ин рафторҳо тафтиш кунанд.

Усулҳои

Иштирокчиён (N = 109, синну соли 16-26, 69% писарон) аз як пурсиши миллӣ дар асоси сатҳи мушкилоти беруна барои ноил шудан ба тақсимоти васеи ҷалб дар рафтори марбут ба нашъамандӣ интихоб карда шуданд. Иштирокчиён саволномаи UPPS-P ва саволномаҳои стандартикунонидашударо, ки истифодаи мушкилоти моддаҳо (машрубот, каннабис ва дигар маводи мухаддир) ва ғайри моддаҳоро (бозиҳои интернетӣ, порнография ва ғизо) баҳогузорӣ кардаанд, ба анҷом расониданд. Таҳлилҳои регрессионӣ барои арзёбии ассотсиатсияҳо байни сифатҳои беқурбшавӣ ва нишондиҳандаҳои рафтори марбут ба нашъамандӣ истифода шуданд.

Натиҷаи

Модели UPPS-P бо нишондиҳандаҳои рафтори вобаста ба тамос бо ғайритиҷоратӣ, ба истиснои бозиҳои воқеии Интернет. Дар моделҳои комилан тағйирёфта, эҳсосоти эҳсосӣ ва норасоии давомот бо истифодаи мушкилоти машруботи спиртӣ алоқаманд буд, фаврӣ бо истифодаи мушкилоти каннабис алоқаманд буд ва набудани мӯҳтаво бо истифодаи мушкилоти дигар маводи мухаддир нисбат ба каннабис алоқаманд буд. Ғайр аз ин, таъхирнопазирӣ ва нокомии он бо хӯроки ғизоӣ алоқамандӣ надошт ва набудани пойдории он бо истифодаи порнографияи зӯроварӣ алоқаманд буд.

Муҳокима ва хулосаҳо

Мо нақши фишорбаландии фишурдаҳоро дар якҷоягӣ бо рафтори ғайриқонунии маводи мухаддир таъкид мекунем. Натиҷаҳои мо дар ҷавонони хатарнок таъхирнопазирӣ ва норасоии устуворро ҳамчун пешгӯиҳои имконпазир барои рушди маҳсулот ва ҳадафҳои таблиғотии пешгирикунанда доранд.

Калидҳо: Бозиҳои Интернет; лутфан; хӯрокхӯрӣ; беқурбшавӣ; порнография; Истифодаи матн

PMID: 29642723

DOI: 10.1556/2006.7.2018.22

Импульсивӣ ва UPPS-P

Мушкилии беэътиноӣ ҳамчун тамоюли зуд ва бесаводона, қарорҳо ва амалҳои беэътиноёфта, бо вуҷуди оқибатҳои манфӣ муайян карда мешавад. Импульсистҳо бештар ба таври васеъ тавсиф карда мешаванд (Evenden, 1999; Сперри, Линам, Уолш, Хортон, & Квапил, 2016), ва зергурӯҳҳо дар табиат ба таври гигиенӣ табдил меёбанд ва бо дандонҳои нимсохтҳо, ки ба ҳамдигар тааллуқ доранд, алоқаманд аст (Dalley, Everitt, & Роббинс, 2011).

Имкониятнокӣ метавонад бо истифодаи худпешбарӣ ҳисоб карда шавад, ба монанди Scales of Impulsive Behavioral Behavior (Lynam, Smith, Whiteside, & Cyders, 2006), ё ба воситаи коркарди компютерикунанда, ки ба андозаи ҳамоҳангсозиҳо, ба монанди посухдиҳии бармаҳал (4 - Вазифаи Вазифаҳои Вақти Ҷавобгарии Синдӣ; Вун, Ирвин ва дигарон, 2014) ва пешгирии вокуниш (масалан, Вазифаи Go / Nogo; Гараван, Росс ва Стейн, 1999). Далелҳои охирини метали-таҳлилӣ нишон медиҳанд, ки худтанзимкунӣ ва чораҳои рафтори беасос аз камтар аз 5% тақсим мекунанд (Cyders & Coskunpinar, 2011) пешниҳод кардани ҳарду саҳмияҳои беназир. Чорабиниҳои худпешбарӣ барои арзёбии тамоилҳо ё хусусиятҳои умумии шахсӣ муфид буда, дар эътибори экологӣ бартарӣ доранд, дар ҳоле, ки вазифаҳои рафториро дар бораи воқеаи воқеии воқеӣ таъмин мекунанд ва метавонанд ба мушкилоти рӯшноӣ таъсири манфӣ расонанд (Cyders & Coskunpinar, 2011; Сперри ва дигарон, 2016).

Дар ин омӯзиш, мо ба модели UPPS-P диққат медиҳем, ки хусусияти бисёрҷонибаи беқурбшавӣ мебошад. Модели аслии UPPS чораҳои алоҳида, хусусиятҳои эҳтимолии шахсияти инсонро муайян мекунад (Whiteside & Lynam, 2001): оќибатњои манфї, тамоил ба амалњои ногувор дар њолати ногузирии тропикї; (норасоии) пешакӣ, тамоюли бе пешрафт ва банақшагирӣ; (норасоии) сабр, ҳавасронӣ барои анҷом додани вазифаҳо; ва ҳисси эҳсосот, тамошобинӣ барои дарёфти шӯҳрат ва эҳсоси ниёзманд. Модели эътибори хуби таблиғкунанда ва мутобиқати хуб нишон дод (Смит, Фишер, Сайдерс, Аннус ва Спиллан, 2007), ва дар тасниф кардани мушкилот бо рафтори манфӣ, ба монанди мушкилоти истифодабарии маводи мухаддир (SUDs) (Вердежо-Гарсия, Бечара, Реккнор ва Перес-Гарсия, 2007; Whiteside & Lynam, 2003). Нусхаи нав, UPPS-P, фаврии мусбӣ дорад (ҳавасмандии шадид дар кишварҳои дорои эҳсосоти шадид) (Линам ва дигарон, 2006). Тањќиќоти аввалини тасдиќкунї нишон медињад, ки хати 5-юм дар як мундариљаи боэътимод, эътимоднок, ки ба дигар љанбањо фарќ мекунадCyders et al., 2007; Вердежо-Гарсия, Лозано, Моя, Алказар ва Перес-Гарсия, 2010). Бо вуҷуди ин, ҷудошавии вазнинии таъхирнопазир дертар мавриди баррасӣ қарор гирифт (Берг, Латсман, Бливис ва Лилиенфелд, 2015).

Нақши беқувватӣ дар рафтори ғайриқонунӣ

Импульсистӣ одатан ба таври умумӣ дар сатҳи ДМДаллей ва дигарон, 2011; Voon & Dalley, 2016) ва зергурӯҳҳо ба омили хавф дар ташаккули истифодаи моддаҳои заҳролуд ва SUD (Даллей ва дигарон, 2007; Эрше ва дигарон, 2012; Kaiser, Bonsu, Charnigo, Milich, & Lynam, 2016).

Омӯзиши ин муносибатҳо дар давраи наврасӣ ва синну соли ҷавонон аҳамияти махсус доранд, зеро ин аст, ки вақте истеъмоли маводи мухаддир одатан оғоз меёбад ва рафтори эҳсосӣ баланд аст. Мувофиқи метод-таҳлилҳои наврасон ва калонсолон, фаврии мусбӣ ва муносибати манфӣ нишонаи мустаҳкамтарини алоқаманд бо истифодаи машруботи спиртӣ (Coskunpinar, Dir, & Cyders, 2013; Stautz & Cooper, 2013). Таҳлили дигари методологии наврасон ба иттиҳодияҳои мобайнӣ байни оқибатҳои манфии табобат ва эҳсосоти ҷустуҷӯӣ, набудани пешрафт ва муассирии мусбӣ (VanderVeen, Hershberger, & Cyders, 2016). Таҳқиқоте, ки мавриди истифодабарии нармафзорҳои ғайриқонунӣ, аз қабили кокаин баррасӣ мекунанд, инчунин нақши таъхирнопазирӣ (Албейн-Уриос, Мартинес-Гонсалес, Лозано, Кларк ва Вердеҷо-Гарсия, 2012; Фернандес-Серрано, Пералес, Морено-Лопес, Перес-Гарсия ва Вердеҷо-Гарсия, 2012; Торрес ва дигарон, 2013); Аммо, то ҳол, ин муносибатҳо танҳо дар намунаи калонсолон, клиникӣ санҷида шудаанд. Якҷоя бо якҷоягӣ, таъхирнопазирӣ бо истифодаи усулҳои мушкили байни ҷавонон пайвастагӣ дорад. Теорҳо оид ба танзими эмотсионалӣ тавзеҳи имконпазирро дар ин робита тавзеҳ медиҳанд, ки шахсоне, ки дар танзими эҳсосоти манфӣ мушкилот доранд, метавонанд кӯшиши фаврии худро дар кӯшиши паст кардани эҳсосоти оҳисии шадид (сарфи назар аз оқибатҳои манфии дарозмуддат), ба ин васила хатари рафтори муомила (Tice, Bratslavsky, & Baumeister, 2001). Мутобиқи модели омодагии омодашавандаSettles, Cyders, & Smith, 2010), фаврии мусбӣ шахсонро барои интихоби интизориҳое, ки моддаҳо таъсири мусбӣ доранд, пешгўӣ мекунанд, вале ҳолатҳои фавқулодда ба шахсони алоҳида барои истифода бурдани моддаҳо барои мубориза бо эҳсосоти манфӣ, ҳар дуи он истифодаи васеъ доранд.

Илова бар ин, ба СКД, ба эътидол овардани нишондињанда дар наќшњои ѓайримуќаррарии марбут ба маводи мухаддир дахл дорад. Нашри панҷум Маълумотҳои табобатӣ ва оморӣ оид ба бемориҳои рӯҳӣ (DSM-5; Ассотсиатсияи равонии амрикоӣ, 2013) таѓйир додани муњим дар ташхисњои рафтории нармафзор, аз љумла азхудкунии ихтилоли ѓайримуќаррарии марбут ба маводи мухаддир, ки аксар ваќт њамчун нармафзори рафтор номбар шудаанд, ишора намуданд. Дар асоси даҳсолаҳо кор, ихтилоли қобилияти бозиҳо ҳамчун усули аввалини тарзи рафтор дониста шуда, баҳсу мунозира дар бораи таснифи эҳтимолии рафтори дигар дар DSM-6 ва ICD-11-ро дар бар мегирад. Истифодаи проблемаи бозиҳои Интернет, порнография ва хӯрокхӯрии ғанӣ одатан ҳамчун таркиби тарзи либосшударо дар асоси далелҳои пайдошуда, механизмҳои психологӣ ва невобиобиологӣ муайян мекунанд (Amianto, Ottone, Daga, & Fassino, 2015; Гола ва дигарон, 2017; Kraus, Voon, & Potenza, 2016; Кусс, Гриффитс ва Понтес, 2017; Petry, Rehbein, Ko, & O'Brien, 2015). Бо вуҷуди ин, тадқиқоти бештар лозим аст ва нигарониҳои ҷиддӣ ба миён омаданд, масалан, дар бораи потенсиалҳои потенсиалистии потенсиалҳои эҳтимолӣ (Billieux, Шимменти, Хазаал, Мораж, & Херен, 2015). Дигар масъалаҳои ҷиддӣ инҳоянд, ки дар бораи таърифҳо ва меъёрҳои ташхисӣ ва норасоиҳои нишондодҳо мустақиман аз СҲД мутобиқ карда шудаанд (Billieux et al., 2015; Kardefelt-Winther et al., 2017).

Ҷузъҳои пастсифат нишон доданд, ки дар мушкилоти бозигарӣ иштирок мекунанд, аз он ҷумла муҳофизати ҷавобҳо (Ромер Томсен ва дигарон, 2013ва ғайра)Billieux et al., 2012; Саввиду ва дигарон, 2017), аммо умуман, мо дар бораи нақши фишору фишорҳо дар дигар шаклҳои рафтори марбут ба маводи мухаддир надорем. Таҳқиқотҳои намунаҳои ҷавонон ва калонсолон ба нақши фаврии фаврӣ ва фаврии мусбӣ дар мушкилоти бозигарӣ (Billieux et al., 2012; Canale, Scacchi, & Griffiths, 2016; Фишер ва Смит, 2008; Grall-Bronnec et al., 2012; Михалчук, Боуден-Ҷонс, Вердеҷо-Гарсия, ва Кларк, 2011; Саввиду ва дигарон, 2017). Як қатор тадқиқотҳо нишон медиҳанд, ки фаврии фаврӣ, махсусан миёнаравии манфӣ, дар хӯрокхӯрӣ дар калонсолон / калонсолон калонсолони клиникӣ ва ғайритиҷоратӣ (Claes et al., 2015; Келли, Коттер ва Маззео, 2014; Mikheeva & Tragesser, 2016; Мерфи, Стожек ва МакКиллоп, 2014; VanderBroek-Stice, Stojek, Beach, vanDellen, & MacKillop, 2017) ва баъзе таҳқиқот ассотсиатсияҳоро бо норасоии пойдорӣ нишон медиҳанд (Claes et al., 2015; Мерфи ва дигарон, 2014; VanderBroek-Stice ва дигарон, 2017). Дар адабиёт оид ба модели UPPS-P дар истифодаи маҷбуркунии бозиҳо ва порнографияи интернет маҳдуд аст. Ду омӯзиши калонсолони ҷавон ба иттиҳодияҳои мунтазами байни UPPS-P ва нишонаҳои бозиҳои аз ҳад зиёди онлайн табдил ёфтанд (Ирвин ва дигарон, 2013; Nuyens et al., 2016). Дар тадқиқоти охирини калонсолон, нишондиҳандаҳои UPPS-P байни навъҳои солим ва бозигароне, ки бо рақами DSM-5 вайронкунии бозиҳои интернетӣ тақсим шудаандDeleuze et al., 2017). Омӯзиши охирини калонсоли калонсолон / калонсолон дар байни муноқишаҳои манфӣ ва истифодаи муноқишаҳои фаъолияти алоқаи ҷинсӣ (алоқаи ҷинсӣ)Wery, Deleuze, Canale, & Billieux, 2018), ва омӯзиши тасвири нишондиҳандаҳои баландтарини психологӣ дар калонсолон, ки рафтори ҷудогонаи ҷинсӣ дар муқоиса бо шахсони воқеӣ бе он (Voon, Mole, et al., 2014), вале дар зерхоҳҳо гузориш надоданд.

Дар маҷмӯъ, дар ҳоле, ки нақши модел дар намунаҳои наврасӣ, ки бо истифода аз машруботи спиртӣ ва истифодаи каннабис истифода мешавад, мо дар бораи он дар соҳаи рафтори ғайриқонунии маводи мухаддир дар байни ҷавонон, хусусан истифодаи услуби интернетӣ ва истифодаи порнография, маҳдуд аст.

Дар инҷо мо ассотсиатсияҳоро дар байни тамоюлоти манфӣ ва нишондиҳандаҳои мавод (машруботи спиртӣ, каннабис ва дигар маводи мухаддир) ва ғайридавлатӣ (бозиҳои интернетӣ, порнография ва хӯрокҳо) дар байни ҷавонон бо иштироки гуногун дар ин рафторҳо тафтиш кардем. Дар асоси далелҳои мӯътамад, ва назарияҳои танзими эмотсионалӣ, мо тавсия медиҳем, ки фаврии манфӣ ва фаврии мусбати мутақобилан бо истифодаи моддаҳои заҳролуд алоқаманд бошад. Дар робита бо консепсияҳои охирини истифодаи порнография ва ғизои ғизоӣ ҳамчун таркибҳои рафторӣ ва адабиёти маҳдуд, мо тасаввур менамоем, ки таъхирҳои манфӣ ва фаврии мусбӣ ба ин рафторҳо ба таври мусбӣ алоқаманд хоҳанд буд. Бо сабаби ба даст овардани натиҷаҳои охирин, мо тасаввур карда метавонем, ки истифодаи усулҳои бозиҳои Интернет бо намоиши UPPS-P алоқаманд нест.

Усулҳои

Иштирокчиён ва расмиёт

Маълумотҳое, ки дар ин тадқиқот дохил карда шудаанд, қисми тадқиқоти калонтарини омилҳои хавф барои рафтори ғайриқонунӣ мебошанд. Барои гирифтани як намуна бо паҳнкунии васеъкунии рафтори муомилаи вобаста бо маводи мухаддир, ҷавонони дорои сатҳи гуногуни проблемаҳои рафтори берунӣ (рафтори мушкилоти ба дигарон нигаронидашуда) ва сатҳҳои пастсифати рафтори мутақобилаи рафторҳо (рафтори мушкилоте, ки дар дохили худи худ қарор доранд) дохил карда шуданд. Проблемаҳои берунӣ ва дохилшавӣ бо YouthMap12, як саволномаи 12-и бо шаш чизи муайянкунандаи мушкилоти берунӣ (EP6) ва мушкилоти дохилӣ (IP6; Pedersen, Rømer Thomsen, Pedersen, & Hesse, 2017). Проблемаҳои рафтори беруна ба таври доимӣ ба баланд бардоштани хавфи истифодаи моддаҳои заҳролуд дар байни ҳарду ҷинс (Фишер, Наҷман, Уилямс ва Клаварино, 2012; Heron et al., 2013; Миеттунен ва дигарон, 2014), ва EP6 бо истифодаи усулҳои ҳалли мушкилоти байни ҷавонон дар саросари NordicПедерсен ва дигарон, дар матбуот; Педерсен ва дигарон, 2017). Дар муқоиса, тадқиқотҳо бо ассотсиатсияҳо бо масъалаҳои дохилӣ (Гриффит-Қарздиҳӣ, Ҳуижбрегтс, Мойяарт, Воллеберг ва Сваб, 2011; Миеттунен ва дигарон, 2014), ки метавонанд ҳамчун омилҳои муҳофизатӣ амал кунанд (Colder et al., 2013; Эдвардс ва дигарон, 2014).

Иштирокчиён аз тадқиқоти миллӣ бо 3,064 интихоб карда шуданд, 15-ба синну солии 25-сола [миқдори ҷавоби 63%; писарон 51.1%; хонанда 79.1%; 15.7% кор мекунад (нигаред Pedersen, Frederiksen, & Pedersen, 2015)] ки соли 2014 аз ҷониби Статистикаи Дания гузаронида шудааст. Аз 205 нафар, ки мактуби почта гирифтанд, 78 нафарашон ба таҳқиқот дохил карда шуданд. Барои зиёд кардани ҳаҷми интихоб, иштирокчиёни иловагӣ тавассути таблиғ ҷалб карда шуданд. Дар маҷмӯъ, мо 109 нафарро (синну солашон 16-26 сола) бо сатҳҳои мухталифи EP6 дохил кардем: ҳеҷ гуна мушкилоти беруна (n = 34), мушкилоти ҳадди ақали беруна (n = 19), мушкилоти мӯътадили беруна (n = 25), мушкилоти шадиди беруна (n = 31), ва мушкилоти дохилӣ дар ҳама гурӯҳҳо (0-2) ҳадди аққал (Расм) 1).

Тасвири 1. Равзанаи раванди дохилшавӣ. Иштирокчиён дар асоси сатҳи худомади профилактикии берунӣ (EP6, аз 0 ба 6) ва протоколҳои дохилӣ (IP6, аз 0 то 6) интихоб карда шуданд, барои мисол бо иштироки васеъ дар рафтори муомила . Иштирокчиён аз тадќиќоти миллї намояндагї мекарданд (N = 3,064, синну соли 15-25) дар соли 2014 аз ҷониби Статистикаи Дания гузаронида шудааст. Барои зиёд кардани ҳаҷми интихоб, як гурӯҳи хурди иштирокчиён тавассути таблиғот ҷалб карда шуданд. Дар маҷмӯъ, 109 наврасон ва ҷавонони дорои сатҳҳои гуногуни мушкилоти беруна ва сатҳҳои гуногуни истифода ба тадқиқот дохил карда шуданд

Иштирокчиён ба онҳо дохил шуда буданд, агар онҳо ягон бемории рӯҳии равонӣ дошта бошанд, ки бо Менюи Инкассалии Ниҳолҳои байналхалқии Менюи байналхалқӣLecrubier et al., 1997) ва доруе, ки ба майна таъсир мерасонанд, нагирифтааст. Иштирокчиён дастур гирифтанд, ки на камтар аз 24 соат пеш аз иштирок аз моддаҳо (ба ғайр аз тамоку) худдорӣ кунанд.

Тадқиқот дар муассисаҳои CFIN / MINDLab дар Донишгоҳи Орхус, Дания гузаронида шуд. Дар рӯзи санҷиш, иштирокчиён саволномаҳои стандартикунонидашударо дар компютер пур карданд (мувозинат надоранд, тақрибан 30 дақ.) Ва ёрдамчии илмӣ барои посух додан ба саволҳои ба миён омада ҳузур дошт.

Тадбирҳо

Натиҷаҳои беқурбшавӣ бо истифодаи Унвони-МCyders et al., 2007; Линам ва дигарон, 2006), Семинарҳои 59-item арзёбӣ кардани арзишҳои номунтазамӣ: фаврии бетафовӣ, норасоиҳо (норасоии) сабр, эҳсосоти эҳсосӣ ва фаврии мусбӣ. Дараҷаи баланди иттиҳодия байни миқёси фаврӣ (r = .71), мо онҳоро дар як тағирёбандаи фаврӣ ҷамъ кардем (яъне, тамоюли рафтори ноҷо дар вокуниш ба эҳсосоти шадид), ки дар ҳамаи таҳлилҳои баъдӣ истифода шудааст. Ин бо таҳқиқоти охирин мувофиқат мекунад (масалан, VanderBroek-Stice ва дигарон, 2017) ва натиљањои тањлили методологии модели дар психопатологияњо, ки дар онњо чунин ќисматњои ба њам алоќамандро њамоњанг мекунанд, ба инобат мегиранд (Берг ва дигарон, 2015).

Истифодаи машруботи спиртӣ бо истифода аз санҷиши муайянкунии тафаккури истеъмоли машруботи спиртӣ (AUDIT; Сондерс, Аасланд, Бабор, Делафуенте ва Грант, 1993), саволномаи 10-item ҳамчун воситаи санҷиш барои истеъмоли машруботи хатарнок ва зарарнок таҳия шудааст. AUDIT як тадриҷан истифодаи оқилона / сӯистифода / вобастагии спиртӣ ва ҳассос ва хусусияти хубро нишон медиҳад (Менесес-Гая, Зуарди, Лурейро, ва Криппа, 2009).

Истифодаи шадиди каннабисӣ бо истифода аз санҷиши танзими истифодаи шиканҷа - танзим шудааст (CUDIT-R), нусхаи кӯтоҳи 8-item-и CUDIT (Адамсон ва Селман, 2003), ки дорои хосиятҳои психикикӣ ё оптикӣ аст (Адамсон ва дигарон, 2010).

Истифодаи мушкилоти маводи мухаддир (ба ғайр аз каннабис) бо истифода аз санҷиши ташхиси нокифояи истеъмоли маводи мухаддир (DUDIT; Berman, Bergman, Palmstierna, & Schlyter, 2005), садои равонӣ (Берман ва дигарон, 2005; Hildebrand, 2015; Волус ва дигарон, 2012) Системаи 11-модули баҳогузории истифодаи маводи мухаддир ва мушкилоти вобаста ба маводи мухаддир.

Нишондиҳандаи бозиҳои Интернетӣ бо истифода аз миқёси бозиҳои компютерии ҷадвал - формати кӯтоҳ (IGDS9-SF; Pontes & Griffiths, 2015), саволномаи охирин таҳияшуда 9-модуле, ки аз 9 нусхаи меъёри муайяншудаи бозиҳои Интернет дар асоси DSM-5 муайян карда шудааст. IGDS9-SF тарзи дуруст ва боэътимоди бозиҳои бозиҳои Интернет мебошад (Pontes & Griffiths, 2015).

Истифодаи порнографияи мушкилие бо ёрии саволномаи кинофилмии порнография (PCQ; Краус ва Розенберг, 2014), таҳлили саволномаҳои охирини 12-модули таҳияи асарҳои акнун барои порнография, аз он ҷумла хоҳиш, ният, фоҷиавии физиологӣ ва мушкилоти пешгӯинашаванда, инчунин мутобиқати хуб ва эътимоди дохилӣ (Краус ва Розенберг, 2014).

Ғизои душвор ё хӯроки хӯрокхӯрӣ, бо истифода аз таркиби хӯрокҳои бензинг (BES; Gormally, Black, Daston, & Rardin, 1982), саволномаи 16-item ба нишонаҳои рафтор, эмотсионалӣ ва оммавӣ, ки бо хӯроки ғизоӣ, бо ҳисси баланд ва хусусияти муайян кардани шахсоне, ки бо рафтори ғизои ғизоӣ (Duarte, Pinto-Gouveia, & Ferreira, 2015).

AUDIT, CUDIT-R ва DUDIT дар Дания дастрасанд ва саволҳои боқимонда аз забони англисӣ ба Дания аз ҷониби ду таҳқиқгарони Дания бо қобилиятҳои хуби забони англисӣ тарҷума шудаанд.

Мо ба тағйирёбии иҷтимоию педагогӣ, ҷинс, синну сол ва солҳои охир маълумоти расмӣ дохил карда шудем. Гендер ва синну сол бо истифодаи маводи мухаддир ва SUD, бо истифодаи васеъ бо синну сол аз нав ба наврасӣ ва бо истифодаи бештар аз байни мардон (Янг ва дигарон, 2002), ва таҳсилоти асосӣ ҳамчун прекаи беҳтарин барои хавфи иҷтимоию иқтисодии бемории нашъамандӣ дар Скандинавия (Гауфин, Виннерлюнг, Фриделл, Ҳессен ва Хьерн, 2013).

Таҳлили оморӣ

Таҳлили реҷа барои муайян кардани ассотсиатсияҳо дар байни хислатҳои манфӣ ва натиҷаҳои марбут ба маводи мухаддир анҷом дода шуданд. Омилҳои таварруми виртуалӣ (ҷадвали 1) аз 4.0 дур буд ва ҳеҷ яке аз алоқамандҳо аз 0.8 боло буданд (Ҷадвали 2), бо нишон додани он, ки бисёрзанкушӣ мушкилот набуд (O'Brien, 2007). Ҷадвали 1 инчунин арзиши мутобиқати дохилиро нишон медиҳад. Ҳангоми тағйирёбии вобастагӣ тақрибан одатан тақсим карда шуд, рефератсияҳои оддӣ камтар (сегментҳои) хурдтар истифода шуданд. Ин ҳолат барои BES (skew = 0.76) буд. Барои AUDIT, арзиш ба тағирёб гардид, ки қувва бо истифода аз фармони lnskew0 дар Stata нусхабардорӣ карда шуд. Тағйирёбии натиҷавӣ тақрибан тақсимоти оддӣ буд (санҷиши Shapiro-Wilk, z = 0.08, p = .47), ва регрессияи OLS барои арзёбии ассотсиатсияҳои миқёси UPPS ва АУДИТ-и табдилёфта истифода шудааст. Моделҳои регресси Тобит имкон медиҳанд, ки таносуби байни як ё якчанд тағирёбандаҳои мустақил ва натиҷаҳои таваҷҷӯҳ ҳангоми ҳосил шудани сензура дар тағирёбандаи натиҷа баҳо дода шавад. Регресси Тобит барои CUDIT, DUDIT, PCQ ва IGDS9-SF истифода шудааст, зеро онҳо сифрҳои зиёдатӣ доштанд.

Ҷадвали 1. Хусусиятҳои намунавӣ

Шарҳ. AUDIT: Санҷиши муайянкунии тафаккури истеъмоли машрубот; CUDIT-R: Canannabis Истифодаи озмоишҳои озмоишҳо - тафтиш карда шудааст; Департамент: Санҷиши муайянкунии тафтиши нодурусти маводи мухаддир; BES: Андозаи ғизоӣ; PCQ: Порнографияи саволномаи кинофестивали; IGDS9-SF: Бемории Интернетӣ - формати кӯтоҳ; SD: сутуни стандартӣ.

^aБо дараҷаи баланди муошират байни миқёси фавқулоддаи мусбӣ ва манфӣ, ин тарозаҳо ба як тағйирёбии таъхирафтода ҳамроҳ карда шуданд.

Ҷадвали 2. Intercorrelations of all variables

Шарҳ. Коэффисиентҳои назаррас дар хати каҷ мебошанд. Хулоса, дар ҷадвали 1.

^aГендер ҳамчун мард = 0, зан = 1 номида шудааст. ^bБо дараҷаи баланди муошират байни миқёси фавқулоддаи мусбӣ ва манфӣ, ин тарозаҳо ба як тағйирёбии таъхирафтода ҳамроҳ карда шуданд.

*p <.05. **p <.01. ***p <.001.

Барои ҳар як натиҷа мо ду моделро ҳисоб кардем. Дар модели 1, мо дар марҳилаи якум ва дараҷаи UPPS-P ба марҳилаи дуввуми марбут ба ҷинс, синну соли ва таҳсилот дохил карда шудем. Дар модели 2, мо дар марҳилаи якум ва ҳамаи таҳлили UPPS-P дар қадами дуюм ба ҷинс, синну сол ва солҳои таҳсил ворид шудаем. Имкониятнокии назаррас ба назар гирифта шудааст, агар F-оморӣ барои қадами дуюм назаррас бошад. Мо мардон ва духтарон якҷоя дида баромадем, зеро муносибатҳои байни УПК-П ва рафтори хавфҳо дар байни гендерCyders, 2013; VanderVeen ва дигарон, 2016). Ҳамаи коэффисиентҳо аз тағйирёбандаи стандартии X-ро ба даст овардаанд, ки коэффитсиентҳо афзоиши миёнаи тағйирёбандаи вобастаро нишон медиҳанд, бо афзоиши навъҳои UPPS-P аз як сатри стандартӣ. Мо графикҳои ҳамаротии тақсимотиро барои тасвир намудани бузургии коэффитсиенти назаррас дар моделҳои 1 ва 2 пешниҳод менамоем. Варақи қатор нишон медиҳад, ки коэффитсиенти моделҳои гуногуни regression-ро аз тағйирёбии вобастагии вобаста ба вобастагӣ ба вирусҳо дар поёни UPPS-P паст мекунанд. Графикаҳои доимӣ дар версияи R 3.4.0 (R Core Team, 2014) бо истифодаи бастаи гардиш (Гу, Гу, Эйлс, Шлеснер ва Брорс, 2014). Таҳлилҳои оморӣ бо истифода аз Stata 14 (StataCorp, 2015).

этика

Раванди омӯзишӣ мувофиқи Эъломияи Хелсинки, ки дар 2008 таҷҳизонида шудааст, гузаронида шуд. Таҳқиқот аз ҷониби Кумитаи этикаи минтақавӣ (De Videnskabsetiske Committee for Region Midtjylland) ва иштирокчиён дар бораи таҳқиқоти маърифатӣ ва хаттӣ иттилоъ доданд ва пеш аз иштирок дар ҳузури онҳо розигии хаттӣ доданд. Агар иштирокчиёни синну соли 18 бошанд, волидон инчунин маълумотро оид ба тадқиқот қабул карданд, то розигии наврасонро зери назорати падару модар таъмин намоянд. Саволҳо як қисми тадқиқоти калон буданд, аз он ҷумла намоишҳо ва иштирокдорон барои иштироки онҳо 1000 ба даст оварданд.

Натиҷаи

Хусусиятҳои иштирокчӣ дар ҷадвали ҷамъбастӣ ҷамъбаст карда шудаанд 1. Намуна асосан мардон буд ва синну сол синну соли 21.7 буд. Натиҷаҳои фоида аз рӯи тадбирҳои рафтори ғайриқонунии марбут ба маводи мухаддир нишон медиҳанд, ки дараҷаи subclinical: AUDIT 8.8 (SD 5.9), CUDIT-R 3.1 (SD 5.5), DUDIT 1.9 (SD 4.7), BES 7.3 (SD 4.9), PCQ 17.2 (SD 14.5) ва IGDS9-SF 9.7 (SD 9.2).

Муносибати Pearson байни ҳамаи тағйиротҳо дар ҷадвал нишон дода шудааст 2. ДКИТ бо AUDIT (0.41, p <.01) ва CUDIT (0.60, p <.01). IGDS9-SF бо PCQ (0.32, p <.01) ва AUDIT бо PCQ (0.22, p <.05).

Инкассатсия ва нишондиҳандаҳои рафтори муомилоти моддаҳои вобаста ба муомила

Моделҳои regression дар Ҷадвали ҷамъбаст карда шудаанд 3. Шабака (p <.001), набудани пешакӣp <.01), набудани субот (p <.01) ва ҷустуҷӯи ҳангома (p <.001) бо холҳои AUDIT пас аз тасҳеҳи ҷинс, синну сол ва таҳсилот алоқамандии мусбӣ доштанд (Модели 1). Пас аз танзими ҳама тағирёбандаҳо (Модели 2), ҷустуҷӯи ҳангома (p <.001) ва набудани субот (p <.05) бо холҳои баландтари AUDIT алоқаманд буданд.

Ҷадвали 3. Ассотсиатсияҳои гуногунҷабҳа дар байни хислатҳои манфӣ ва нишондиҳандаҳои рафтори муносибати марбут ба моддаҳо

Шарҳ. Арзиши коэффитсиентҳо аз реҷа (95% фосилаҳои боварӣ), ки X-стандартиро, яъне коэффитсиентҳо нишон медиҳанд, афзоиши тағйирёбии вобастаниро, ки ба афзоиши тағйирёбии UPPS тағйирёбии стандарти стандартӣ нишон медиҳанд, нишон медиҳад. Коэффисиентҳои назаррас дар хати каҷ мебошанд. Хулоса, дар ҷадвали 1. Модели 1: Реестрие, ки ба синну сол, ҷинсият ва солҳои маориф мутобиқ карда шудааст. Модели 2: Реестрие, ки ба синну сол, ҷинс, солҳои таҳсил ва дигар намудҳои эътидоли номатлуб мувофиқ карда шудааст.

^aАрзишҳо ба сифр ва сифр иваз карда шудаанд. ^bНобудкунӣ бо сабаби як қатор мусоҳибаҳое, ки ба даст овардани сифр истифода мешаванд. ^cБо дараҷаи баланди муошират байни миқёси фавқулоддаи мусбӣ ва манфӣ, ин тарозаҳо ба як тағйирёбии таъхирафтода ҳамроҳ карда шуданд.

*p <.05. **p <.01. ***p <.001.

Нишондиҳандаҳо бо натиҷаҳои CUDIT баъд аз таснифи гендер, синну сол ва таҳсилот (модели 1, p <.01). Ассотсиатсия боқӣ монд (p <.01) пас аз тасҳеҳи ҳама тағирёбандаҳо (Модели 2). Пас аз ворид шудан ба миқёси UPPS (Модели 2), ҷинси зан бо холҳои пасттар дар CUDIT (p <.01).

Шабака (p <.01) ва набудани субот (p <.01) бо холҳои DUDIT пас аз тасҳеҳи ҷинс, синну сол ва таҳсилот мусбат алоқаманд буданд (Модели 1). Пас аз ба танзим даровардани ҳама тағирёбандаҳо (Модели 2), набудани устуворӣ (p <.05) ба таври назаррас алоқаманд боқӣ монд.

Коэффисиенти назаррас аз моделҳои 1 ва 2 дар ҷадвалҳои графикӣ дар ҷадвал нишон дода мешаванд 2.

Тасвири 2. Графикҳои даврии ассотсиатсияҳои назаррас байни хислатҳои беқурбшавӣ ва рафтори марбут ба муомила Графикҳои даврии миқёси UPPS-P (нисфи боло), ки бо рафтори марбут ба моддаҳо ва ғайримоддӣ алоқаманданд (нимаи поён). Танҳо ҳисобҳои назаррас нишон дода шудаанд. Паҳнои сатр бузургии коэффитсиентҳои инфиродиро нишон медиҳад ва онҳоро ҳамчун афзоиши миёнаи тағирёбандаи марбут ба нашъамандӣ нисбат ба афзоиши миқёси UPPS-P дар мавриди як каҷравии стандартӣ, вақте ки синну сол, ҷинс ва солҳои таҳсил тафсир кардан мумкин аст барои (Модели 1) ва вақте ки синну сол, ҷинс, солҳои таҳсилот ва дигар миқёси UPPS-P мутобиқ карда мешаванд (Модели 2). Азбаски дараҷаи баланди ассотсиатсияи миқёси фаврии мусбат ва манфӣ, ин миқёсҳо ба як тағирёбандаи таъҷилӣ муттаҳид карда шуданд. АУДИТ: Санҷиши мушаххас кардани бемориҳои спиртӣ; CUDIT-R: Санҷиши муайянкунии ихтилоли истифодаи каннабис - таҷдиди назар; ДУДИТ: Санҷиши ташхиси вайронкунии истеъмоли маводи мухаддир; BES: Тарозуи хӯрокхӯрӣ; PCQ: Саволномаи ҳаваси порнография

Манфӣ ва нишондиҳандаҳои рафтори ғайриқонунии маводи мухаддир

Моделҳои regression дар Ҷадвали ҷамъбаст карда шудаанд 4. Шабака (p <.001) ва набудани субот (p <.01) бо холҳои BES пас аз тасҳеҳи ҷинс, синну сол ва таҳсилот алоқамандии мусбӣ доштанд (Модели 1). Пас аз ислоҳ кардани ҳама тағирёбандаҳо (Модели 2), фаврӣ (p <.01) ва набудани субот (p <.05) ба таври назаррас алоқаманд боқӣ монд. Ниҳоят, ҷинси зан бо холҳои баландтар дар BES дар Model 2 (p <.01).

Ҷадвали 4. Ассотсиатсияҳои гуногун байни хусусиятҳои номувофиқ ва нишондиҳандаҳои рафтори ғайриқонунии маводи мухаддир

Шарҳ. Арзиши коэффитсиентҳо аз реҷа (95% фосилаҳои боварӣ), ки X-стандартиро, яъне коэффитсиентҳо нишон медиҳанд, афзоиши тағйирёбии вобастаниро, ки ба афзоиши тағйирёбии UPPS тағйирёбии стандарти стандартӣ нишон медиҳанд, нишон медиҳад. Коэффисиентҳои назаррас дар хати каҷ мебошанд. Хулоса, дар ҷадвали 1. Модели 1: regression барои синну сол, ҷинсият ва солҳои таҳсил. Модели 2: Реестрие, ки ба синну сол, ҷинс, солҳои таҳсил ва дигар намудҳои эътидоли номатлуб мувофиқ карда шудааст.

^aИстифодаи OLS regression истифода шудааст. ^bНобудкунӣ бо сабаби як қатор мусоҳибаҳое, ки ба даст овардани сифр истифода мешаванд. ^cБо дараҷаи баланди муошират байни миқёси фавқулоддаи мусбӣ ва манфӣ, ин тарозаҳо ба як тағйирёбии таъхирафтода ҳамроҳ карда шуданд.

*p <.05. **p <.01. ***p <.001.

Шабака (p <.01) ва набудани субот (p <.01) бо холҳои PCQ пас аз тасҳеҳи ҷинс, синну сол ва таҳсилот алоқамандии мусбӣ доштанд (Модели 1). Пас аз ба танзим даровардани ҳама тағирёбандаҳо (Модели 2), набудани устуворӣ (p <.05) ба таври назаррас алоқаманд боқӣ монд. Ғайр аз он, ҷинси зан бо холҳои пасттар дар PCQ дар Model 2 (p <.001).

Мо дар байни UPPS-P ва бозиҳои ноаёни Интернет ягон иттиҳодияи назаррас надорем, аммо занҷаи мардӣ бо дараҷаи паст дар IGDS9-SF дар модели 2 боқӣ мемонад.

Моделҳои муқоисавӣ бо муқоисаи сифатҳои беасос

Мо модели асосиро, ки синну сол, ҷинсият ва таҳсилотро бо намунаи муқоиса бо ин тағйирёбандаҳо ва дараҷаи UPPS-P барои ҳар як тағйирёбандаи вобастагии худ баҳогузорӣ менамоем, муқоиса менамоем. Натиҷаҳо дар Ҷадвали ҷамъбаст шудаанд 5. Барои AUDIT ва BES, илова намудани тағйирёбии UPPS-P назар ба модели асосӣ дар беҳтар аст p <.001. Тағироти марбут ба R-мураббаъ 25% барои AUDIT ва 15% барои BES буд. Барои CUDIT, DUDIT ва PCQ, модел ба таври назаррас беҳтар буд p <.05. Барои IGDS9-SF, модел муҳим набуд.

Ҷадвали 5. Натиҷаҳои ворид намудани модели UPPS пас аз синну сол, ҷинсият ва солҳои таҳсил

Шарҳ. Арзишҳо F- дар муқоиса бо модели ҷинсӣ, синну сол ва солҳои таҳсил бо намунае, ки ба ҳама тарозуи UPPS дохил мешаванд. Хулоса, дар ҷадвали 1.

^aАрзишҳо ба сифр ва сифр иваз карда шудаанд. ^bНобудкунӣ бо сабаби як қатор мусоҳибаҳое, ки ба даст овардани сифр истифода мешаванд. ^cИстифодаи OLS regression истифода шудааст.

мубоҳиса

Барои маълумоти мо, ин таҳқиқоти аввалинест, ки маълумотро дар бораи доираи васеъи моддаҳо ва рафтори ғайриқонунии маводи мухаддир дар робита ба модели UPPS-P дар як мисол овардааст, ки ба муқоисаи бевоситаи саҳми нисбии UPPS-P ба намудҳои гуногуни рафтори марбут ба маводи мухаддир. Ин имконпазир буд, зеро иштирокдорон аз гурӯҳи калонтарини Дания ба шумор мерафтанд, ки аз тарафи мушкилоти беруна берун карда шуда, ба паҳншавии паҳншавии рафтори рафтори марбут ба маводи мухаддир алоқаманд аст. Ғайр аз ин, ин таҳқиқоти аввалин барои таҳлили модел дар робита бо бозиҳои фаннӣ ва порнографияи интернетӣ бо истифода аз IGDS9-SF ва PCQ ба наздикӣ таҳия шудааст. Модели UPPS-P бо нишондиҳандаҳои рафтори вобаста ба намуди ғайритиҷоратӣ, ба истиснои истифодаи оқилонаи бозиҳои Интернет. Меъёрҳои муҳимтарини намунавӣ дар ҳолати фавқулодда ва норасоии доимӣ буданд, чунки яке аз ин ё ҳар дуи ин хислатҳо бо рафтори ғайриқонунии марбут ба ғайриқонунӣ (ба истиснои бозиҳои интернетӣ) дар намудҳои комилан мувофиқ қарор доштанд.

Дар робита ба андозаи таъсир, миқдори миёнаи байни навъҳои UPPS-P ва рафтори вобаста ба муолиҷаи вобаста ба маводи мухаддир шартан 0.21 буд. Барои машруботи спиртӣ ва хӯрокпазӣ, моделҳо ҳангоми UPPS-P бо тағирёбии калон дар R-squared барои AUDIT ва дигаргуниҳо, вале тағйироти назаррас дар R-squared барои BES, ва барои ду нармафзор тарозуи нокофӣ ва миқёси порнографӣ, такмили намунаи моддӣ дар назар дошт p <.05. Ассотсиатсияҳои хоксорро интизор шудан лозим аст, зеро рафтори беқурбшавӣ ва печкорӣ бо ҳам алоқаманд аст, аммо сохторҳои алоҳида.

Ҷавонони Дания сатҳи баланди истеъмол доранд. Дар як пурсиши охирини ESPAD (синни 15-16 сола) (Kraus, Guttormsson, ва дигарон, 2016), Дания дар моҳи феврали соли ҷорӣ дараҷаи истеъмоли бештар (32%) ва нӯшокии спиртӣ (56%) буд, дар ҳоле, ки сатҳи истифодаи моҳонаи моҳонаи (5%) нисбат ба аксари кишварҳои Аврупо камтар аст. Дар санҷиши намояндагии 15-то синну солии 25, 10% моҳона моҳона истифода ва моҳонаи 2.1% -ро истифода мебурданд (Педерсен ва дигарон, 2015). Дар тадқиқоти ESPAD, Дания дараҷаи баланди паҳншавии моҳи гузашта дар байни писарон (64%) ва духтарон (28%) буд (Kraus, Guttormsson, ва дигарон, 2016). Дания барои муносибати озодона ва осеби он ба порнография ва ҷинсии он маълум аст, ки эҳтимолан афзоиши истеъмолиХалд, 2006). Омӯзиши намояндагон аз ҷавонони ҷавон ба меъёрҳои баланди паҳншавии порнография, масалан, истеъмоли моҳона (мардҳо 82.5 ва духтарон 33.6%) (Халд, 2006). Бознигарии нав нишон дод, ки сатҳи камбизоатӣ дар кишварҳои Nordic-ро бо муқоиса бо дигар кишварҳои аврупоӣ нишон дод,Dahlgren, Stedal, & Wisting, 2017).

Омилҳои ғайриқонунӣ ва рафтори марбут ба таҳқир

Бо назардошти хулосаҳои мо, истифодаи фаврии машруботи спиртӣ (модели 1), каннибис (ҳам моделҳо) ва дигар маводи мухаддир (модели 1) муносибати фаврӣ ба миён омаданд. Таҳқиқоти пешакӣ нақши муҳимро дар ҳолати фавқулодда дар истифодаи машруботи спиртӣ ва истифодаи каннабис дар байни ҷавонон (Coskunpinar et al., 2013; Stautz & Cooper, 2013; VanderVeen ва дигарон, 2016ва вобастагии кокаин (Албейн-Уриос ва дигарон, 2012; Фернандес-Серрано ва дигарон, 2012; Торрес ва дигарон, 2013). Бо назардошти хулосаҳои мо, таъхирнопазирӣ низ бо хӯроки ғизоӣ (ҳам моделҳо) ва истифодаи порнография (модели 1) ба таври мусбӣ алоқаманд буд. Ин ба таҳқиқоти пешинаи хӯрокхӯрӣ дар калонсолон / калонсолон монанд аст (Claes et al., 2015; Келли ва дигарон, 2014; Mikheeva & Tragesser, 2016; Мерфи ва дигарон, 2014; VanderBroek-Stice ва дигарон, 2017) ва омӯзиши охирин бо алоқаи мобайнӣ бо истифодаи мундариҷаи фаъолияти ҷинсӣ дар мардон (Вери ва дигарон, 2018). Механизме, ки дар давлатҳои эмотсионалии шадиди мусбӣ ва манфӣ метавонад бо усулҳои марбут ба маводи мухаддир алоқаманд бо усули мусбат ва манфии муассир, масалан, интизори афзоиши хушбахтии фаврӣ ё механизми муваққатан паст кардани ІН , сарфи назар аз оқибатҳои манфии дарозмуддат (Cyders & Smith, 2008; Heatherton & Baumeister, 1991; Settles et al., 2010; Tice et al., 2001). Таҳқиқоти дарозмуддат барои ин идея кӯмак мерасонанд (Anestis, Selby, & Joiner, 2007; Pearson, Combs, Zapolslci, & Smith, 2012; Settles, Zapolski, & Smith, 2014; Settles et al., 2010), масалан, нишон медињад, ки пешгўињои фаврии бетањаммулї дар интихоби њавасмандї, ки хўрдан таъсири манфии манфиро паст мекунад, ки пешгўињо дар хўрокхўрї меафзояд (Пирсон ва дигарон, 2012).

Набудани сабукиҳо низ ҳамчун як хусусияти муҳим, ки бо истифодаи мушкилоти машруботи спиртӣ (модели 1), дигар маводи мухаддир (ҳам моделҳо), ҳам хӯрокхӯрӣ (ҳам моделҳо) ва ҳам порнография (ҳам моделҳои) алоқаманд буданд. Таҳқиқоти пешакӣ бо норасоии давомдори истеъмоли машруботи спиртӣ (Coskunpinar et al., 2013; Stautz & Cooper, 2013), вобастагии кокаин (масалан, Вердежо-Гарсия ва дигарон, 2007), ва ғизо хӯрдан (Claes et al., 2015; Мерфи ва дигарон, 2014; VanderBroek-Stice ва дигарон, 2017), аммо ассотсиатсия одатан он қадар пурқувват нест, ки фаврӣ аст. Ба маълумоти мо, ин аввалин тадқиқотест, ки набудани суботро бо истифодаи мушкилоти порнография пайваст мекунад. Норасоии истодагарӣ бо халалдор шудани муқовимат ба дахолати фаъол (яъне халалдор шудани қобилияти пешгирии иттилооти қаблӣ, ки дигар муҳим нест) ва коҳиш ёфтани софдилии вазифаҳои ҷорӣ алоқаманд аст (Гей, Рочат, Билли, Д'Акремонт, ва Ван дер Линден, 2008; Rochat, Billieux, Gagnon, & Van der Linden, 2018), ва инчунин метавонад бо фишори мутақобила ҳамкорӣ кунанд. Тадқиқоти охирин нишон дод, ки шахсони алоҳида бо сатҳи пасти устувори пас аз талаф шудани вазъ дар ҳолати стрессCanale, Rubaltelli, Vieno, Pittarello, & Billieux, 2017). Ин равандҳои дарки воқеии фаҳмиш метавонад ба иттиҳодияҳои гузоришӣ дар бораи норасоии тобут ва мавод ва рафтори ғайриқонунии маводи мухаддир алоқамандро шарҳ диҳанд.

Мо асбобҳоеро, ки дар таркиби UPPS-P ва бозиҳои ҳалли Интернет пайдо кардаем, ба хулосаи мо ва натиҷаҳои охирини манфӣ (Deleuze et al., 2017; Ирвин ва дигарон, 2013; Nuyens et al., 2016). Ин метавонад тавзеҳ диҳад, ки омилҳои ғайримутамарказӣ бо рафтори бозиҳои Интернет алоқаманданд. Муҳим он аст, ки омӯзиши охирин (Deleuze et al., 2017) нишон дод, ки омилҳои хавфноки муқарраршуда барои ҳалли мушкилот ва мушкилоти бозиҳо, аз ҷумла UPPS-P ва дигар чораҳои вобаста ба худтанзимкунӣ, дар байни бозигарони солим ва бозигароне, ки ройгони DSM-5-ро танқид мекунанд, тақсим накарданд.

Як қатор ихтилофҳои гендерӣ таваҷҷӯҳ зоҳир мекунанд. Зан ҷинсӣ бо CUDIT, PCQ ва IGD9-SF ва холҳои баландтар дар БСТ, ба монанди таҳқиқоти қаблии ҷавонон бо нишондиҳандаҳои пасттарини духтарон ҷустуҷӯи табобатро барои табобати каннабӣ (Смит, 2014), сатҳи пасттарини истеъмоли порнография (Халд, 2006) ва дастрасии Интернет (Ҳа & Хван, 2014) байни духтарон, ва дараҷаҳои баланди ихтилоли хӯрокҳои хӯрокхӯрӣ (Dahlgren et al., 2017). Таҳқиқоти минбаъда бо намунаи калонтар барои санҷидан лозим аст, агар ҳамон хислатҳои эҳсосӣ дар рафтори гуногун дар ду ҷинс ифода карда шаванд.

Ҳамин тариқ, натиҷаҳои мо нақши ҳолатҳои фавқулодда ва норасоии субот дар таҳияи моддаҳо ва рафтори ғайриқонунии маводи мухаддир (ба истиснои бозиҳои интернетӣ). Ғайр аз ин, ассотсиатсияҳои муқарраршуда дар бораи рафтори ғайриқонунии маводи мухаддир ва ғайриқонунии маводи мухаддир тавсия медиҳанд, ки сатҳи баландтари нокифоягӣ аз сабаби таъсири заҳролудшавии моддаҳо ба даст намеояд.

Натиҷаҳои мо дорои нақшаҳои клиникӣ бо нақши нақши потенсиал дар ҳолати фавқулодда ва норасоии таҳаввулоти моддӣ ва истеъмоли рафтор ва аз ин рӯ ҳамчун ҳадафҳои табобати потенсиалист. Ғайр аз ин, омилҳо ба аҳамияти барномаҳои табобатӣ, ки ба танзими эмотсионалӣ дар ин гуна мушкилот нигаронида шудаанд, масалан, барномаҳое, ки ба омӯзиши стратегияҳои солим барои мубориза бо фишори равонӣ нигаронида шудаанд, ишора мекунанд. Барномаҳо метавонанд аз қабули маводҳо аз барномаҳои равоншиносӣ барои дигар ихтилофоти марбут ба иммунизатсия, аз қабили ихтилоли шахсияти марзҳо (Zanarini, Conkey, Temes, & Fitzmaurice, 2017) ё вайроншавии шахсияти зиддинҳисорӣ (Thylstrup, Schroder, & Hesse, 2015).

Таҳқиқотҳои минбаъда барои такмил додани натиҷаҳои ғайритиҷобӣ, инчунин дар аҳолии клиникӣ заруранд ва бояд чораҳои танзими эмотсионалӣ ва интизорӣ дошта бошанд. Таҳқиқоти давомдор бо якчанд вақтҳои вақти пайдарҳам барои роҳ надодан ба самти сабабҳо сабабҳои зарурӣ доранд.

Маҳдудияти

Андозаи намунаи санҷиши тестӣ (r = .35), аммо таносуби заифтар нест. Ин маҳдудият бо роҳи дидаю дониста пурсидашудагони пурхавф ва хавфнок барои таъмини фарқиятҳои мувофиқ аз ҷиҳати импульсивӣ қисман ислоҳ карда шуд. Аммо, таҳқиқоти оянда бо қудрати бештар метавонанд барои тасдиқ ва тавсеаи натиҷаҳои ҳозира ва баррасии зергурӯҳҳои мушаххас (масалан, ҷинс) истифода шаванд.

Аз сабаби табиати марҳилавии маълумот, мо метавонем сабабҳои сабабҳои сабабҳоро надорем, яъне, ки сатҳи баландтарини навъҳои UPPS-P пешгӯиҳои рафтори марбут ба муомилоти ғайриқонунии марбут ба маводи мухаддир ё дигар роҳи атрофро фароҳам меоранд. Санҷишҳои пажӯҳишӣ барои роҳ надодан ба самти сабабҳо заруранд.

PCQ як чораи бисёрҷонибаи ниқобпӯшӣ, нишонаи асосии таркибҳои функсионалӣ ва аз ин рӯ нишондиҳандаҳои дараҷаи вазнин ва истифодаи мушкилотро нишон медиҳад. Саволҳои дигари охирин, Тадқиқоти фаврии Интернет барои онлайнҳои алоқаи ҷинсӣ мутобиқ карда шудааст (Wery, Burnay, Karila, & Billieux, 2016) метавонад миқёси васеъи истифодаи мушкилотро таъмин намояд, аммо ба маводи онлайн маҳдуд аст.

Интихоби ҷавонон бо сатҳҳои гуногуни EP6 ба тадқиқоти намояндаҳои ҷавонони интихобнашуда дар Дания асос ёфтааст, ва натиҷаҳои он бояд ба аҳолии умумиҷаҳонии Дания ва ҷавонони кишварҳое, ки мисли Дания мебошанд, умумӣ шаванд.

Хулоса

Таҳқиқот ассотсиатсияҳоро дар байни модели UPPS-P ва рафтори зиёди марбут ба таҳқиромези ҷавонон бо иштироки гуногун дар ин рафторҳо тафтиш намуд. Модели UPPS-P бо нишондиҳандаҳои ҳамаи рафтори нармафзор, ба истиснои бозиҳои мушкили Интернет. Хусусиятҳои муҳимтарин ва норасоии тобишҳо буданд, зеро яке аз ин ё ҳар дуи ин хислатҳо бо рафтори ғайриқонунии вобаста ба маводи мухаддир алоқаманд буданд (ба истиснои бозиҳои интернетӣ). Натиҷаҳои мо нақши потенсиалиро дар ҳолати фавқулодда ва норасоии устувор ҳамчун пешгӯиҳо оид ба рушди ихтилофоти озмоишӣ ва ҳадафҳои табиии пешгирикунандаи табобатиро таъкид мекунанд.

Саҳми муаллифон

KRT, MBC, MUP ва VV: консепсия ва тарҳрезии омӯзиш ва маблағгузорӣ ба даст оварданд. MUP: дар натиҷаи тадқиқоти миллӣ, ки иштирокчиён аз он гирифта шуданд. KRT, MBC, ва MMP: ҷамъоварии маълумот. MH ва KRT: таҳлили оморӣ ва шарҳи маълумот. TLC: ҷолиби маълумот. KRT: ин дастнависро нависед. Ҳамаи муаллифон дастнависро ба даст оварданд ва тасдиқ карданд. Онҳо дастрасии пурра ба ҳамаи маълумотҳо доштанд ва барои дурустии маълумот ва дурустии таҳлили маълумот масъулият доштанд.

Таҳсили шавқовар

Муаллифон ҳеҷ гуна мухолифати манфиатҳоро эълон накардаанд.

изњори сипос

Муаллифон ба иштирокчиён барои ташриф овардан ба Орхус ва иштирок дар таҳқиқот, Mads Jensen (Донишгоҳи Орхусс), Нуриё Донамор (Донишгоҳи Кембриҷ), Квангеиол Байк (Донишгоҳи Кембриҷ) ва Дейси Мечелманс Донишгоҳи Кембриҷ) барои кӯмак ба ҷамъоварии маълумотҳо ва маркази Нерӯгоҳи интеграталии вирусӣ / MINDLab барои истифодаи иншооти бузурги онҳо. Ғайр аз ин, онҳо ба Клей Матиат барои кӯмак ба тавсифи тағйирёбии вобастагӣ дар дастхат кӯмак мекунанд. Онҳо инчунин ба Шейн Краус барои истифода бурдани PCQ сипос мекунанд.

Адабиёт

Таъсири ғайриқонунӣ ва рафтори марбут ба таҳқир дар ҷавонон.

J Behav Addict. 2018 Apr 12: 1-14. doi: 10.1556 / 2006.7.2018.22.

Роммер Томсен К.¹, Callesen MB¹, Hesse M¹, TL Kvamme¹, Педерсен MM¹, Педерсен М¹, Voon V².

J Behav Addict. 2018 Apr 12: 1-14. doi: 10.1556 / 2006.7.2018.22.

Роммер Томсен К.¹, Callesen MB¹, Hesse M¹, TL Kvamme¹, Педерсен MM¹, Педерсен М¹, Voon V².

мавҳум

Асос ва мақсадҳо

Импульсистӣ омили хатарнок барои рафтори нармафзор мебошад. Модели эмгузаронии UPPS-P бо марги маводи мухаддир ва мушкилоти бозӣ алоқаманд аст, аммо нақши он дар дигар рафтори ғайриқонунии маводи мухаддир алоқаманд аст. Мо кӯшиш менамудем, ки ассотсиатсияҳоро дар байни стандартҳои UPPS-P ва нишондиҳандаҳои гуногуни маводи мухаддир ва ғайриқонунии маводи мухаддир дар ҷавонон бо иштироки гуногун дар ин рафторҳо тафтиш кунанд.

Усулҳои

Иштирокчиён (N = 109, синну соли 16-26, 69% писарон) аз як пурсиши миллӣ дар асоси сатҳи мушкилоти беруна барои ноил шудан ба тақсимоти васеи ҷалб дар рафтори марбут ба нашъамандӣ интихоб карда шуданд. Иштирокчиён саволномаи UPPS-P ва саволномаҳои стандартикунонидашударо, ки истифодаи мушкилоти моддаҳо (машрубот, каннабис ва дигар маводи мухаддир) ва ғайри моддаҳоро (бозиҳои интернетӣ, порнография ва ғизо) баҳогузорӣ кардаанд, ба анҷом расониданд. Таҳлилҳои регрессионӣ барои арзёбии ассотсиатсияҳо байни сифатҳои беқурбшавӣ ва нишондиҳандаҳои рафтори марбут ба нашъамандӣ истифода шуданд.

Натиҷаи

Модели UPPS-P бо нишондиҳандаҳои рафтори вобаста ба тамос бо ғайритиҷоратӣ, ба истиснои бозиҳои воқеии Интернет. Дар моделҳои комилан тағйирёфта, эҳсосоти эҳсосӣ ва норасоии давомот бо истифодаи мушкилоти машруботи спиртӣ алоқаманд буд, фаврӣ бо истифодаи мушкилоти каннабис алоқаманд буд ва набудани мӯҳтаво бо истифодаи мушкилоти дигар маводи мухаддир нисбат ба каннабис алоқаманд буд. Ғайр аз ин, таъхирнопазирӣ ва нокомии он бо хӯроки ғизоӣ алоқамандӣ надошт ва набудани пойдории он бо истифодаи порнографияи зӯроварӣ алоқаманд буд.

Муҳокима ва хулосаҳо

Мо нақши фишорбаландии фишурдаҳоро дар якҷоягӣ бо рафтори ғайриқонунии маводи мухаддир таъкид мекунем. Натиҷаҳои мо дар ҷавонони хатарнок таъхирнопазирӣ ва норасоии устуворро ҳамчун пешгӯиҳои имконпазир барои рушди маҳсулот ва ҳадафҳои таблиғотии пешгирикунанда доранд.

PMID: 29642723

DOI: 10.1556/2006.7.2018.22

Муқаддима

Ҷудокунӣ:

Импульсивӣ ва UPPS-P

Мушкилии беэътиноӣ ҳамчун тамоюли зуд ва бесаводона, қарорҳо ва амалҳои беэътиноёфта, бо вуҷуди оқибатҳои манфӣ муайян карда мешавад. Импульсистҳо бештар ба таври васеъ тавсиф карда мешаванд (Evenden, 1999; Сперри, Линам, Уолш, Хортон, & Квапил, 2016), ва зергурӯҳҳо дар табиат ба таври гигиенӣ табдил меёбанд ва бо дандонҳои нимсохтҳо, ки ба ҳамдигар тааллуқ доранд, алоқаманд аст (Dalley, Everitt, & Роббинс, 2011).

Имкониятнокӣ метавонад бо истифодаи худпешбарӣ ҳисоб карда шавад, ба монанди Scales of Impulsive Behavioral Behavior (Lynam, Smith, Whiteside, & Cyders, 2006), ё ба воситаи коркарди компютерикунанда, ки ба андозаи ҳамоҳангсозиҳо, ба монанди посухдиҳии бармаҳал (4 - Вазифаи Вазифаҳои Вақти Ҷавобгарии Синдӣ; Вун, Ирвин ва дигарон, 2014) ва пешгирии вокуниш (масалан, Вазифаи Go / Nogo; Гараван, Росс ва Стейн, 1999). Далелҳои охирини метали-таҳлилӣ нишон медиҳанд, ки худтанзимкунӣ ва чораҳои рафтори беасос аз камтар аз 5% тақсим мекунанд (Cyders & Coskunpinar, 2011) пешниҳод кардани ҳарду саҳмияҳои беназир. Чорабиниҳои худпешбарӣ барои арзёбии тамоилҳо ё хусусиятҳои умумии шахсӣ муфид буда, дар эътибори экологӣ бартарӣ доранд, дар ҳоле, ки вазифаҳои рафториро дар бораи воқеаи воқеии воқеӣ таъмин мекунанд ва метавонанд ба мушкилоти рӯшноӣ таъсири манфӣ расонанд (Cyders & Coskunpinar, 2011; Сперри ва дигарон, 2016).

Дар ин омӯзиш, мо ба модели UPPS-P диққат медиҳем, ки хусусияти бисёрҷонибаи беқурбшавӣ мебошад. Модели аслии UPPS чораҳои алоҳида, хусусиятҳои эҳтимолии шахсияти инсонро муайян мекунад (Whiteside & Lynam, 2001): оќибатњои манфї, тамоил ба амалњои ногувор дар њолати ногузирии тропикї; (норасоии) пешакӣ, тамоюли бе пешрафт ва банақшагирӣ; (норасоии) сабр, ҳавасронӣ барои анҷом додани вазифаҳо; ва ҳисси эҳсосот, тамошобинӣ барои дарёфти шӯҳрат ва эҳсоси ниёзманд. Модели эътибори хуби таблиғкунанда ва мутобиқати хуб нишон дод (Смит, Фишер, Сайдерс, Аннус ва Спиллан, 2007), ва дар тасниф кардани мушкилот бо рафтори манфӣ, ба монанди мушкилоти истифодабарии маводи мухаддир (SUDs) (Вердежо-Гарсия, Бечара, Реккнор ва Перес-Гарсия, 2007; Whiteside & Lynam, 2003). Нусхаи нав, UPPS-P, фаврии мусбӣ дорад (ҳавасмандии шадид дар кишварҳои дорои эҳсосоти шадид) (Линам ва дигарон, 2006). Тањќиќоти аввалини тасдиќкунї нишон медињад, ки хати 5-юм дар як мундариљаи боэътимод, эътимоднок, ки ба дигар љанбањо фарќ мекунадCyders et al., 2007; Вердежо-Гарсия, Лозано, Моя, Алказар ва Перес-Гарсия, 2010). Бо вуҷуди ин, ҷудошавии вазнинии таъхирнопазир дертар мавриди баррасӣ қарор гирифт (Берг, Латсман, Бливис ва Лилиенфелд, 2015).

Нақши беқувватӣ дар рафтори ғайриқонунӣ

Импульсистӣ одатан ба таври умумӣ дар сатҳи ДМДаллей ва дигарон, 2011; Voon & Dalley, 2016) ва зергурӯҳҳо ба омили хавф дар ташаккули истифодаи моддаҳои заҳролуд ва SUD (Даллей ва дигарон, 2007; Эрше ва дигарон, 2012; Kaiser, Bonsu, Charnigo, Milich, & Lynam, 2016).

Омӯзиши ин муносибатҳо дар давраи наврасӣ ва синну соли ҷавонон аҳамияти махсус доранд, зеро ин аст, ки вақте истеъмоли маводи мухаддир одатан оғоз меёбад ва рафтори эҳсосӣ баланд аст. Мувофиқи метод-таҳлилҳои наврасон ва калонсолон, фаврии мусбӣ ва муносибати манфӣ нишонаи мустаҳкамтарини алоқаманд бо истифодаи машруботи спиртӣ (Coskunpinar, Dir, & Cyders, 2013; Stautz & Cooper, 2013). Таҳлили дигари методологии наврасон ба иттиҳодияҳои мобайнӣ байни оқибатҳои манфии табобат ва эҳсосоти ҷустуҷӯӣ, набудани пешрафт ва муассирии мусбӣ (VanderVeen, Hershberger, & Cyders, 2016). Таҳқиқоте, ки мавриди истифодабарии нармафзорҳои ғайриқонунӣ, аз қабили кокаин баррасӣ мекунанд, инчунин нақши таъхирнопазирӣ (Албейн-Уриос, Мартинес-Гонсалес, Лозано, Кларк ва Вердеҷо-Гарсия, 2012; Фернандес-Серрано, Пералес, Морено-Лопес, Перес-Гарсия ва Вердеҷо-Гарсия, 2012; Торрес ва дигарон, 2013); Аммо, то ҳол, ин муносибатҳо танҳо дар намунаи калонсолон, клиникӣ санҷида шудаанд. Якҷоя бо якҷоягӣ, таъхирнопазирӣ бо истифодаи усулҳои мушкили байни ҷавонон пайвастагӣ дорад. Теорҳо оид ба танзими эмотсионалӣ тавзеҳи имконпазирро дар ин робита тавзеҳ медиҳанд, ки шахсоне, ки дар танзими эҳсосоти манфӣ мушкилот доранд, метавонанд кӯшиши фаврии худро дар кӯшиши паст кардани эҳсосоти оҳисии шадид (сарфи назар аз оқибатҳои манфии дарозмуддат), ба ин васила хатари рафтори муомила (Tice, Bratslavsky, & Baumeister, 2001). Мутобиқи модели омодагии омодашавандаSettles, Cyders, & Smith, 2010), фаврии мусбӣ шахсонро барои интихоби интизориҳое, ки моддаҳо таъсири мусбӣ доранд, пешгўӣ мекунанд, вале ҳолатҳои фавқулодда ба шахсони алоҳида барои истифода бурдани моддаҳо барои мубориза бо эҳсосоти манфӣ, ҳар дуи он истифодаи васеъ доранд.

Илова бар ин, ба СКД, ба эътидол овардани нишондињанда дар наќшњои ѓайримуќаррарии марбут ба маводи мухаддир дахл дорад. Нашри панҷум Маълумотҳои табобатӣ ва оморӣ оид ба бемориҳои рӯҳӣ (DSM-5; Ассотсиатсияи равонии амрикоӣ, 2013) таѓйир додани муњим дар ташхисњои рафтории нармафзор, аз љумла азхудкунии ихтилоли ѓайримуќаррарии марбут ба маводи мухаддир, ки аксар ваќт њамчун нармафзори рафтор номбар шудаанд, ишора намуданд. Дар асоси даҳсолаҳо кор, ихтилоли қобилияти бозиҳо ҳамчун усули аввалини тарзи рафтор дониста шуда, баҳсу мунозира дар бораи таснифи эҳтимолии рафтори дигар дар DSM-6 ва ICD-11-ро дар бар мегирад. Истифодаи проблемаи бозиҳои Интернет, порнография ва хӯрокхӯрии ғанӣ одатан ҳамчун таркиби тарзи либосшударо дар асоси далелҳои пайдошуда, механизмҳои психологӣ ва невобиобиологӣ муайян мекунанд (Amianto, Ottone, Daga, & Fassino, 2015; Гола ва дигарон, 2017; Kraus, Voon, & Potenza, 2016; Кусс, Гриффитс ва Понтес, 2017; Petry, Rehbein, Ko, & O'Brien, 2015). Бо вуҷуди ин, тадқиқоти бештар лозим аст ва нигарониҳои ҷиддӣ ба миён омаданд, масалан, дар бораи потенсиалҳои потенсиалистии потенсиалҳои эҳтимолӣ (Billieux, Шимменти, Хазаал, Мораж, & Херен, 2015). Дигар масъалаҳои ҷиддӣ инҳоянд, ки дар бораи таърифҳо ва меъёрҳои ташхисӣ ва норасоиҳои нишондодҳо мустақиман аз СҲД мутобиқ карда шудаанд (Billieux et al., 2015; Kardefelt-Winther et al., 2017).

Ҷузъҳои пастсифат нишон доданд, ки дар мушкилоти бозигарӣ иштирок мекунанд, аз он ҷумла муҳофизати ҷавобҳо (Ромер Томсен ва дигарон, 2013ва ғайра)Billieux et al., 2012; Саввиду ва дигарон, 2017), аммо умуман, мо дар бораи нақши фишору фишорҳо дар дигар шаклҳои рафтори марбут ба маводи мухаддир надорем. Таҳқиқотҳои намунаҳои ҷавонон ва калонсолон ба нақши фаврии фаврӣ ва фаврии мусбӣ дар мушкилоти бозигарӣ (Billieux et al., 2012; Canale, Scacchi, & Griffiths, 2016; Фишер ва Смит, 2008; Grall-Bronnec et al., 2012; Михалчук, Боуден-Ҷонс, Вердеҷо-Гарсия, ва Кларк, 2011; Саввиду ва дигарон, 2017). Як қатор тадқиқотҳо нишон медиҳанд, ки фаврии фаврӣ, махсусан миёнаравии манфӣ, дар хӯрокхӯрӣ дар калонсолон / калонсолон калонсолони клиникӣ ва ғайритиҷоратӣ (Claes et al., 2015; Келли, Коттер ва Маззео, 2014; Mikheeva & Tragesser, 2016; Мерфи, Стожек ва МакКиллоп, 2014; VanderBroek-Stice, Stojek, Beach, vanDellen, & MacKillop, 2017) ва баъзе таҳқиқот ассотсиатсияҳоро бо норасоии пойдорӣ нишон медиҳанд (Claes et al., 2015; Мерфи ва дигарон, 2014; VanderBroek-Stice ва дигарон, 2017). Дар адабиёт оид ба модели UPPS-P дар истифодаи маҷбуркунии бозиҳо ва порнографияи интернет маҳдуд аст. Ду омӯзиши калонсолони ҷавон ба иттиҳодияҳои мунтазами байни UPPS-P ва нишонаҳои бозиҳои аз ҳад зиёди онлайн табдил ёфтанд (Ирвин ва дигарон, 2013; Nuyens et al., 2016). Дар тадқиқоти охирини калонсолон, нишондиҳандаҳои UPPS-P байни навъҳои солим ва бозигароне, ки бо рақами DSM-5 вайронкунии бозиҳои интернетӣ тақсим шудаандDeleuze et al., 2017). Омӯзиши охирини калонсоли калонсолон / калонсолон дар байни муноқишаҳои манфӣ ва истифодаи муноқишаҳои фаъолияти алоқаи ҷинсӣ (алоқаи ҷинсӣ)Wery, Deleuze, Canale, & Billieux, 2018), ва омӯзиши тасвири нишондиҳандаҳои баландтарини психологӣ дар калонсолон, ки рафтори ҷудогонаи ҷинсӣ дар муқоиса бо шахсони воқеӣ бе он (Voon, Mole, et al., 2014), вале дар зерхоҳҳо гузориш надоданд.

Дар маҷмӯъ, дар ҳоле, ки нақши модел дар намунаҳои наврасӣ, ки бо истифода аз машруботи спиртӣ ва истифодаи каннабис истифода мешавад, мо дар бораи он дар соҳаи рафтори ғайриқонунии маводи мухаддир дар байни ҷавонон, хусусан истифодаи услуби интернетӣ ва истифодаи порнография, маҳдуд аст.

Дар инҷо мо ассотсиатсияҳоро дар байни тамоюлоти манфӣ ва нишондиҳандаҳои мавод (машруботи спиртӣ, каннабис ва дигар маводи мухаддир) ва ғайридавлатӣ (бозиҳои интернетӣ, порнография ва хӯрокҳо) дар байни ҷавонон бо иштироки гуногун дар ин рафторҳо тафтиш кардем. Дар асоси далелҳои мӯътамад, ва назарияҳои танзими эмотсионалӣ, мо тавсия медиҳем, ки фаврии манфӣ ва фаврии мусбати мутақобилан бо истифодаи моддаҳои заҳролуд алоқаманд бошад. Дар робита бо консепсияҳои охирини истифодаи порнография ва ғизои ғизоӣ ҳамчун таркибҳои рафторӣ ва адабиёти маҳдуд, мо тасаввур менамоем, ки таъхирҳои манфӣ ва фаврии мусбӣ ба ин рафторҳо ба таври мусбӣ алоқаманд хоҳанд буд. Бо сабаби ба даст овардани натиҷаҳои охирин, мо тасаввур карда метавонем, ки истифодаи усулҳои бозиҳои Интернет бо намоиши UPPS-P алоқаманд нест.

Усулҳои

Ҷудокунӣ:

Иштирокчиён ва расмиёт

Маълумотҳое, ки дар ин тадқиқот дохил карда шудаанд, қисми тадқиқоти калонтарини омилҳои хавф барои рафтори ғайриқонунӣ мебошанд. Барои гирифтани як намуна бо паҳнкунии васеъкунии рафтори муомилаи вобаста бо маводи мухаддир, ҷавонони дорои сатҳи гуногуни проблемаҳои рафтори берунӣ (рафтори мушкилоти ба дигарон нигаронидашуда) ва сатҳҳои пастсифати рафтори мутақобилаи рафторҳо (рафтори мушкилоте, ки дар дохили худи худ қарор доранд) дохил карда шуданд. Проблемаҳои берунӣ ва дохилшавӣ бо YouthMap12, як саволномаи 12-и бо шаш чизи муайянкунандаи мушкилоти берунӣ (EP6) ва мушкилоти дохилӣ (IP6; Pedersen, Rømer Thomsen, Pedersen, & Hesse, 2017). Проблемаҳои рафтори беруна ба таври доимӣ ба баланд бардоштани хавфи истифодаи моддаҳои заҳролуд дар байни ҳарду ҷинс (Фишер, Наҷман, Уилямс ва Клаварино, 2012; Heron et al., 2013; Миеттунен ва дигарон, 2014), ва EP6 бо истифодаи усулҳои ҳалли мушкилоти байни ҷавонон дар саросари NordicПедерсен ва дигарон, дар матбуот; Педерсен ва дигарон, 2017). Дар муқоиса, тадқиқотҳо бо ассотсиатсияҳо бо масъалаҳои дохилӣ (Гриффит-Қарздиҳӣ, Ҳуижбрегтс, Мойяарт, Воллеберг ва Сваб, 2011; Миеттунен ва дигарон, 2014), ки метавонанд ҳамчун омилҳои муҳофизатӣ амал кунанд (Colder et al., 2013; Эдвардс ва дигарон, 2014).

Иштирокчиён аз тадқиқоти миллӣ бо 3,064 интихоб карда шуданд, 15-ба синну солии 25-сола [миқдори ҷавоби 63%; писарон 51.1%; хонанда 79.1%; 15.7% кор мекунад (нигаред Pedersen, Frederiksen, & Pedersen, 2015)] ки соли 2014 аз ҷониби Статистикаи Дания гузаронида шудааст. Аз 205 нафар, ки мактуби почта гирифтанд, 78 нафарашон ба таҳқиқот дохил карда шуданд. Барои зиёд кардани ҳаҷми интихоб, иштирокчиёни иловагӣ тавассути таблиғ ҷалб карда шуданд. Дар маҷмӯъ, мо 109 нафарро (синну солашон 16-26 сола) бо сатҳҳои мухталифи EP6 дохил кардем: ҳеҷ гуна мушкилоти беруна (n = 34), мушкилоти ҳадди ақали беруна (n = 19), мушкилоти мӯътадили беруна (n = 25), мушкилоти шадиди беруна (n = 31), ва мушкилоти дохилӣ дар ҳама гурӯҳҳо (0-2) ҳадди аққал (Расм) 1).

Тасвири 1. Равзанаи раванди дохилшавӣ. Иштирокчиён дар асоси сатҳи худомади профилактикии берунӣ (EP6, аз 0 ба 6) ва протоколҳои дохилӣ (IP6, аз 0 то 6) интихоб карда шуданд, барои мисол бо иштироки васеъ дар рафтори муомила . Иштирокчиён аз тадќиќоти миллї намояндагї мекарданд (N = 3,064, синну соли 15-25) дар соли 2014 аз ҷониби Статистикаи Дания гузаронида шудааст. Барои зиёд кардани ҳаҷми интихоб, як гурӯҳи хурди иштирокчиён тавассути таблиғот ҷалб карда шуданд. Дар маҷмӯъ, 109 наврасон ва ҷавонони дорои сатҳҳои гуногуни мушкилоти беруна ва сатҳҳои гуногуни истифода ба тадқиқот дохил карда шуданд

Иштирокчиён ба онҳо дохил шуда буданд, агар онҳо ягон бемории рӯҳии равонӣ дошта бошанд, ки бо Менюи Инкассалии Ниҳолҳои байналхалқии Менюи байналхалқӣLecrubier et al., 1997) ва доруе, ки ба майна таъсир мерасонанд, нагирифтааст. Иштирокчиён дастур гирифтанд, ки на камтар аз 24 соат пеш аз иштирок аз моддаҳо (ба ғайр аз тамоку) худдорӣ кунанд.

Тадқиқот дар муассисаҳои CFIN / MINDLab дар Донишгоҳи Орхус, Дания гузаронида шуд. Дар рӯзи санҷиш, иштирокчиён саволномаҳои стандартикунонидашударо дар компютер пур карданд (мувозинат надоранд, тақрибан 30 дақ.) Ва ёрдамчии илмӣ барои посух додан ба саволҳои ба миён омада ҳузур дошт.

Тадбирҳо

Натиҷаҳои беқурбшавӣ бо истифодаи Унвони-МCyders et al., 2007; Линам ва дигарон, 2006), Семинарҳои 59-item арзёбӣ кардани арзишҳои номунтазамӣ: фаврии бетафовӣ, норасоиҳо (норасоии) сабр, эҳсосоти эҳсосӣ ва фаврии мусбӣ. Дараҷаи баланди иттиҳодия байни миқёси фаврӣ (r = .71), мо онҳоро дар як тағирёбандаи фаврӣ ҷамъ кардем (яъне, тамоюли рафтори ноҷо дар вокуниш ба эҳсосоти шадид), ки дар ҳамаи таҳлилҳои баъдӣ истифода шудааст. Ин бо таҳқиқоти охирин мувофиқат мекунад (масалан, VanderBroek-Stice ва дигарон, 2017) ва натиљањои тањлили методологии модели дар психопатологияњо, ки дар онњо чунин ќисматњои ба њам алоќамандро њамоњанг мекунанд, ба инобат мегиранд (Берг ва дигарон, 2015).

Истифодаи машруботи спиртӣ бо истифода аз санҷиши муайянкунии тафаккури истеъмоли машруботи спиртӣ (AUDIT; Сондерс, Аасланд, Бабор, Делафуенте ва Грант, 1993), саволномаи 10-item ҳамчун воситаи санҷиш барои истеъмоли машруботи хатарнок ва зарарнок таҳия шудааст. AUDIT як тадриҷан истифодаи оқилона / сӯистифода / вобастагии спиртӣ ва ҳассос ва хусусияти хубро нишон медиҳад (Менесес-Гая, Зуарди, Лурейро, ва Криппа, 2009).

Истифодаи шадиди каннабисӣ бо истифода аз санҷиши танзими истифодаи шиканҷа - танзим шудааст (CUDIT-R), нусхаи кӯтоҳи 8-item-и CUDIT (Адамсон ва Селман, 2003), ки дорои хосиятҳои психикикӣ ё оптикӣ аст (Адамсон ва дигарон, 2010).

Истифодаи мушкилоти маводи мухаддир (ба ғайр аз каннабис) бо истифода аз санҷиши ташхиси нокифояи истеъмоли маводи мухаддир (DUDIT; Berman, Bergman, Palmstierna, & Schlyter, 2005), садои равонӣ (Берман ва дигарон, 2005; Hildebrand, 2015; Волус ва дигарон, 2012) Системаи 11-модули баҳогузории истифодаи маводи мухаддир ва мушкилоти вобаста ба маводи мухаддир.

Нишондиҳандаи бозиҳои Интернетӣ бо истифода аз миқёси бозиҳои компютерии ҷадвал - формати кӯтоҳ (IGDS9-SF; Pontes & Griffiths, 2015), саволномаи охирин таҳияшуда 9-модуле, ки аз 9 нусхаи меъёри муайяншудаи бозиҳои Интернет дар асоси DSM-5 муайян карда шудааст. IGDS9-SF тарзи дуруст ва боэътимоди бозиҳои бозиҳои Интернет мебошад (Pontes & Griffiths, 2015).

Истифодаи порнографияи мушкилие бо ёрии саволномаи кинофилмии порнография (PCQ; Краус ва Розенберг, 2014), таҳлили саволномаҳои охирини 12-модули таҳияи асарҳои акнун барои порнография, аз он ҷумла хоҳиш, ният, фоҷиавии физиологӣ ва мушкилоти пешгӯинашаванда, инчунин мутобиқати хуб ва эътимоди дохилӣ (Краус ва Розенберг, 2014).

Ғизои душвор ё хӯроки хӯрокхӯрӣ, бо истифода аз таркиби хӯрокҳои бензинг (BES; Gormally, Black, Daston, & Rardin, 1982), саволномаи 16-item ба нишонаҳои рафтор, эмотсионалӣ ва оммавӣ, ки бо хӯроки ғизоӣ, бо ҳисси баланд ва хусусияти муайян кардани шахсоне, ки бо рафтори ғизои ғизоӣ (Duarte, Pinto-Gouveia, & Ferreira, 2015).

AUDIT, CUDIT-R ва DUDIT дар Дания дастрасанд ва саволҳои боқимонда аз забони англисӣ ба Дания аз ҷониби ду таҳқиқгарони Дания бо қобилиятҳои хуби забони англисӣ тарҷума шудаанд.

Мо ба тағйирёбии иҷтимоию педагогӣ, ҷинс, синну сол ва солҳои охир маълумоти расмӣ дохил карда шудем. Гендер ва синну сол бо истифодаи маводи мухаддир ва SUD, бо истифодаи васеъ бо синну сол аз нав ба наврасӣ ва бо истифодаи бештар аз байни мардон (Янг ва дигарон, 2002), ва таҳсилоти асосӣ ҳамчун прекаи беҳтарин барои хавфи иҷтимоию иқтисодии бемории нашъамандӣ дар Скандинавия (Гауфин, Виннерлюнг, Фриделл, Ҳессен ва Хьерн, 2013).

Таҳлили оморӣ

Таҳлили реҷа барои муайян кардани ассотсиатсияҳо дар байни хислатҳои манфӣ ва натиҷаҳои марбут ба маводи мухаддир анҷом дода шуданд. Омилҳои таварруми виртуалӣ (ҷадвали 1) аз 4.0 дур буд ва ҳеҷ яке аз алоқамандҳо аз 0.8 боло буданд (Ҷадвали 2), бо нишон додани он, ки бисёрзанкушӣ мушкилот набуд (O'Brien, 2007). Ҷадвали 1 инчунин арзиши мутобиқати дохилиро нишон медиҳад. Ҳангоми тағйирёбии вобастагӣ тақрибан одатан тақсим карда шуд, рефератсияҳои оддӣ камтар (сегментҳои) хурдтар истифода шуданд. Ин ҳолат барои BES (skew = 0.76) буд. Барои AUDIT, арзиш ба тағирёб гардид, ки қувва бо истифода аз фармони lnskew0 дар Stata нусхабардорӣ карда шуд. Тағйирёбии натиҷавӣ тақрибан тақсимоти оддӣ буд (санҷиши Shapiro-Wilk, z = 0.08, p = .47), ва регрессияи OLS барои арзёбии ассотсиатсияҳои миқёси UPPS ва АУДИТ-и табдилёфта истифода шудааст. Моделҳои регресси Тобит имкон медиҳанд, ки таносуби байни як ё якчанд тағирёбандаҳои мустақил ва натиҷаҳои таваҷҷӯҳ ҳангоми ҳосил шудани сензура дар тағирёбандаи натиҷа баҳо дода шавад. Регресси Тобит барои CUDIT, DUDIT, PCQ ва IGDS9-SF истифода шудааст, зеро онҳо сифрҳои зиёдатӣ доштанд.

Ҷадвали 1. Хусусиятҳои намунавӣ

Шарҳ. AUDIT: Санҷиши муайянкунии тафаккури истеъмоли машрубот; CUDIT-R: Canannabis Истифодаи озмоишҳои озмоишҳо - тафтиш карда шудааст; Департамент: Санҷиши муайянкунии тафтиши нодурусти маводи мухаддир; BES: Андозаи ғизоӣ; PCQ: Порнографияи саволномаи кинофестивали; IGDS9-SF: Бемории Интернетӣ - формати кӯтоҳ; SD: сутуни стандартӣ.

^aБо дараҷаи баланди муошират байни миқёси фавқулоддаи мусбӣ ва манфӣ, ин тарозаҳо ба як тағйирёбии таъхирафтода ҳамроҳ карда шуданд.

Ҷадвали 2. Intercorrelations of all variables

Шарҳ. Коэффисиентҳои назаррас дар хати каҷ мебошанд. Хулоса, дар ҷадвали 1.

^aГендер ҳамчун мард = 0, зан = 1 номида шудааст. ^bБо дараҷаи баланди муошират байни миқёси фавқулоддаи мусбӣ ва манфӣ, ин тарозаҳо ба як тағйирёбии таъхирафтода ҳамроҳ карда шуданд.

*p <.05. **p <.01. ***p <.001.

Барои ҳар як натиҷа мо ду моделро ҳисоб кардем. Дар модели 1, мо дар марҳилаи якум ва дараҷаи UPPS-P ба марҳилаи дуввуми марбут ба ҷинс, синну соли ва таҳсилот дохил карда шудем. Дар модели 2, мо дар марҳилаи якум ва ҳамаи таҳлили UPPS-P дар қадами дуюм ба ҷинс, синну сол ва солҳои таҳсил ворид шудаем. Имкониятнокии назаррас ба назар гирифта шудааст, агар F-оморӣ барои қадами дуюм назаррас бошад. Мо мардон ва духтарон якҷоя дида баромадем, зеро муносибатҳои байни УПК-П ва рафтори хавфҳо дар байни гендерCyders, 2013; VanderVeen ва дигарон, 2016). Ҳамаи коэффисиентҳо аз тағйирёбандаи стандартии X-ро ба даст овардаанд, ки коэффитсиентҳо афзоиши миёнаи тағйирёбандаи вобастаро нишон медиҳанд, бо афзоиши навъҳои UPPS-P аз як сатри стандартӣ. Мо графикҳои ҳамаротии тақсимотиро барои тасвир намудани бузургии коэффитсиенти назаррас дар моделҳои 1 ва 2 пешниҳод менамоем. Варақи қатор нишон медиҳад, ки коэффитсиенти моделҳои гуногуни regression-ро аз тағйирёбии вобастагии вобаста ба вобастагӣ ба вирусҳо дар поёни UPPS-P паст мекунанд. Графикаҳои доимӣ дар версияи R 3.4.0 (R Core Team, 2014) бо истифодаи бастаи гардиш (Гу, Гу, Эйлс, Шлеснер ва Брорс, 2014). Таҳлилҳои оморӣ бо истифода аз Stata 14 (StataCorp, 2015).

этика

Раванди омӯзишӣ мувофиқи Эъломияи Хелсинки, ки дар 2008 таҷҳизонида шудааст, гузаронида шуд. Таҳқиқот аз ҷониби Кумитаи этикаи минтақавӣ (De Videnskabsetiske Committee for Region Midtjylland) ва иштирокчиён дар бораи таҳқиқоти маърифатӣ ва хаттӣ иттилоъ доданд ва пеш аз иштирок дар ҳузури онҳо розигии хаттӣ доданд. Агар иштирокчиёни синну соли 18 бошанд, волидон инчунин маълумотро оид ба тадқиқот қабул карданд, то розигии наврасонро зери назорати падару модар таъмин намоянд. Саволҳо як қисми тадқиқоти калон буданд, аз он ҷумла намоишҳо ва иштирокдорон барои иштироки онҳо 1000 ба даст оварданд.

Натиҷаи

Ҷудокунӣ:

Хусусиятҳои иштирокчӣ дар ҷадвали ҷамъбастӣ ҷамъбаст карда шудаанд 1. Намуна асосан мардон буд ва синну сол синну соли 21.7 буд. Натиҷаҳои фоида аз рӯи тадбирҳои рафтори ғайриқонунии марбут ба маводи мухаддир нишон медиҳанд, ки дараҷаи subclinical: AUDIT 8.8 (SD 5.9), CUDIT-R 3.1 (SD 5.5), DUDIT 1.9 (SD 4.7), BES 7.3 (SD 4.9), PCQ 17.2 (SD 14.5) ва IGDS9-SF 9.7 (SD 9.2).

Муносибати Pearson байни ҳамаи тағйиротҳо дар ҷадвал нишон дода шудааст 2. ДКИТ бо AUDIT (0.41, p <.01) ва CUDIT (0.60, p <.01). IGDS9-SF бо PCQ (0.32, p <.01) ва AUDIT бо PCQ (0.22, p <.05).

Инкассатсия ва нишондиҳандаҳои рафтори муомилоти моддаҳои вобаста ба муомила

Моделҳои regression дар Ҷадвали ҷамъбаст карда шудаанд 3. Шабака (p <.001), набудани пешакӣp <.01), набудани субот (p <.01) ва ҷустуҷӯи ҳангома (p <.001) бо холҳои AUDIT пас аз тасҳеҳи ҷинс, синну сол ва таҳсилот алоқамандии мусбӣ доштанд (Модели 1). Пас аз танзими ҳама тағирёбандаҳо (Модели 2), ҷустуҷӯи ҳангома (p <.001) ва набудани субот (p <.05) бо холҳои баландтари AUDIT алоқаманд буданд.

Ҷадвали 3. Ассотсиатсияҳои гуногунҷабҳа дар байни хислатҳои манфӣ ва нишондиҳандаҳои рафтори муносибати марбут ба моддаҳо

Шарҳ. Арзиши коэффитсиентҳо аз реҷа (95% фосилаҳои боварӣ), ки X-стандартиро, яъне коэффитсиентҳо нишон медиҳанд, афзоиши тағйирёбии вобастаниро, ки ба афзоиши тағйирёбии UPPS тағйирёбии стандарти стандартӣ нишон медиҳанд, нишон медиҳад. Коэффисиентҳои назаррас дар хати каҷ мебошанд. Хулоса, дар ҷадвали 1. Модели 1: Реестрие, ки ба синну сол, ҷинсият ва солҳои маориф мутобиқ карда шудааст. Модели 2: Реестрие, ки ба синну сол, ҷинс, солҳои таҳсил ва дигар намудҳои эътидоли номатлуб мувофиқ карда шудааст.

^aАрзишҳо ба сифр ва сифр иваз карда шудаанд. ^bНобудкунӣ бо сабаби як қатор мусоҳибаҳое, ки ба даст овардани сифр истифода мешаванд. ^cБо дараҷаи баланди муошират байни миқёси фавқулоддаи мусбӣ ва манфӣ, ин тарозаҳо ба як тағйирёбии таъхирафтода ҳамроҳ карда шуданд.

*p <.05. **p <.01. ***p <.001.

Нишондиҳандаҳо бо натиҷаҳои CUDIT баъд аз таснифи гендер, синну сол ва таҳсилот (модели 1, p <.01). Ассотсиатсия боқӣ монд (p <.01) пас аз тасҳеҳи ҳама тағирёбандаҳо (Модели 2). Пас аз ворид шудан ба миқёси UPPS (Модели 2), ҷинси зан бо холҳои пасттар дар CUDIT (p <.01).

Шабака (p <.01) ва набудани субот (p <.01) бо холҳои DUDIT пас аз тасҳеҳи ҷинс, синну сол ва таҳсилот мусбат алоқаманд буданд (Модели 1). Пас аз ба танзим даровардани ҳама тағирёбандаҳо (Модели 2), набудани устуворӣ (p <.05) ба таври назаррас алоқаманд боқӣ монд.

Коэффисиенти назаррас аз моделҳои 1 ва 2 дар ҷадвалҳои графикӣ дар ҷадвал нишон дода мешаванд 2.

Тасвири 2. Графикҳои даврии ассотсиатсияҳои назаррас байни хислатҳои беқурбшавӣ ва рафтори марбут ба муомила Графикҳои даврии миқёси UPPS-P (нисфи боло), ки бо рафтори марбут ба моддаҳо ва ғайримоддӣ алоқаманданд (нимаи поён). Танҳо ҳисобҳои назаррас нишон дода шудаанд. Паҳнои сатр бузургии коэффитсиентҳои инфиродиро нишон медиҳад ва онҳоро ҳамчун афзоиши миёнаи тағирёбандаи марбут ба нашъамандӣ нисбат ба афзоиши миқёси UPPS-P дар мавриди як каҷравии стандартӣ, вақте ки синну сол, ҷинс ва солҳои таҳсил тафсир кардан мумкин аст барои (Модели 1) ва вақте ки синну сол, ҷинс, солҳои таҳсилот ва дигар миқёси UPPS-P мутобиқ карда мешаванд (Модели 2). Азбаски дараҷаи баланди ассотсиатсияи миқёси фаврии мусбат ва манфӣ, ин миқёсҳо ба як тағирёбандаи таъҷилӣ муттаҳид карда шуданд. АУДИТ: Санҷиши мушаххас кардани бемориҳои спиртӣ; CUDIT-R: Санҷиши муайянкунии ихтилоли истифодаи каннабис - таҷдиди назар; ДУДИТ: Санҷиши ташхиси вайронкунии истеъмоли маводи мухаддир; BES: Тарозуи хӯрокхӯрӣ; PCQ: Саволномаи ҳаваси порнография

Манфӣ ва нишондиҳандаҳои рафтори ғайриқонунии маводи мухаддир

Моделҳои regression дар Ҷадвали ҷамъбаст карда шудаанд 4. Шабака (p <.001) ва набудани субот (p <.01) бо холҳои BES пас аз тасҳеҳи ҷинс, синну сол ва таҳсилот алоқамандии мусбӣ доштанд (Модели 1). Пас аз ислоҳ кардани ҳама тағирёбандаҳо (Модели 2), фаврӣ (p <.01) ва набудани субот (p <.05) ба таври назаррас алоқаманд боқӣ монд. Ниҳоят, ҷинси зан бо холҳои баландтар дар BES дар Model 2 (p <.01).

Ҷадвали 4. Ассотсиатсияҳои гуногун байни хусусиятҳои номувофиқ ва нишондиҳандаҳои рафтори ғайриқонунии маводи мухаддир

Шарҳ. Арзиши коэффитсиентҳо аз реҷа (95% фосилаҳои боварӣ), ки X-стандартиро, яъне коэффитсиентҳо нишон медиҳанд, афзоиши тағйирёбии вобастаниро, ки ба афзоиши тағйирёбии UPPS тағйирёбии стандарти стандартӣ нишон медиҳанд, нишон медиҳад. Коэффисиентҳои назаррас дар хати каҷ мебошанд. Хулоса, дар ҷадвали 1. Модели 1: regression барои синну сол, ҷинсият ва солҳои таҳсил. Модели 2: Реестрие, ки ба синну сол, ҷинс, солҳои таҳсил ва дигар намудҳои эътидоли номатлуб мувофиқ карда шудааст.

^aИстифодаи OLS regression истифода шудааст. ^bНобудкунӣ бо сабаби як қатор мусоҳибаҳое, ки ба даст овардани сифр истифода мешаванд. ^cБо дараҷаи баланди муошират байни миқёси фавқулоддаи мусбӣ ва манфӣ, ин тарозаҳо ба як тағйирёбии таъхирафтода ҳамроҳ карда шуданд.

*p <.05. **p <.01. ***p <.001.

Шабака (p <.01) ва набудани субот (p <.01) бо холҳои PCQ пас аз тасҳеҳи ҷинс, синну сол ва таҳсилот алоқамандии мусбӣ доштанд (Модели 1). Пас аз ба танзим даровардани ҳама тағирёбандаҳо (Модели 2), набудани устуворӣ (p <.05) ба таври назаррас алоқаманд боқӣ монд. Ғайр аз он, ҷинси зан бо холҳои пасттар дар PCQ дар Model 2 (p <.001).

Мо дар байни UPPS-P ва бозиҳои ноаёни Интернет ягон иттиҳодияи назаррас надорем, аммо занҷаи мардӣ бо дараҷаи паст дар IGDS9-SF дар модели 2 боқӣ мемонад.

Моделҳои муқоисавӣ бо муқоисаи сифатҳои беасос

Мо модели асосиро, ки синну сол, ҷинсият ва таҳсилотро бо намунаи муқоиса бо ин тағйирёбандаҳо ва дараҷаи UPPS-P барои ҳар як тағйирёбандаи вобастагии худ баҳогузорӣ менамоем, муқоиса менамоем. Натиҷаҳо дар Ҷадвали ҷамъбаст шудаанд 5. Барои AUDIT ва BES, илова намудани тағйирёбии UPPS-P назар ба модели асосӣ дар беҳтар аст p <.001. Тағироти марбут ба R-мураббаъ 25% барои AUDIT ва 15% барои BES буд. Барои CUDIT, DUDIT ва PCQ, модел ба таври назаррас беҳтар буд p <.05. Барои IGDS9-SF, модел муҳим набуд.

Ҷадвали 5. Натиҷаҳои ворид намудани модели UPPS пас аз синну сол, ҷинсият ва солҳои таҳсил

Шарҳ. Арзишҳо F- дар муқоиса бо модели ҷинсӣ, синну сол ва солҳои таҳсил бо намунае, ки ба ҳама тарозуи UPPS дохил мешаванд. Хулоса, дар ҷадвали 1.

^aАрзишҳо ба сифр ва сифр иваз карда шудаанд. ^bНобудкунӣ бо сабаби як қатор мусоҳибаҳое, ки ба даст овардани сифр истифода мешаванд. ^cИстифодаи OLS regression истифода шудааст.

мубоҳиса

Ҷудокунӣ:

Барои маълумоти мо, ин таҳқиқоти аввалинест, ки маълумотро дар бораи доираи васеъи моддаҳо ва рафтори ғайриқонунии маводи мухаддир дар робита ба модели UPPS-P дар як мисол овардааст, ки ба муқоисаи бевоситаи саҳми нисбии UPPS-P ба намудҳои гуногуни рафтори марбут ба маводи мухаддир. Ин имконпазир буд, зеро иштирокдорон аз гурӯҳи калонтарини Дания ба шумор мерафтанд, ки аз тарафи мушкилоти беруна берун карда шуда, ба паҳншавии паҳншавии рафтори рафтори марбут ба маводи мухаддир алоқаманд аст. Ғайр аз ин, ин таҳқиқоти аввалин барои таҳлили модел дар робита бо бозиҳои фаннӣ ва порнографияи интернетӣ бо истифода аз IGDS9-SF ва PCQ ба наздикӣ таҳия шудааст. Модели UPPS-P бо нишондиҳандаҳои рафтори вобаста ба намуди ғайритиҷоратӣ, ба истиснои истифодаи оқилонаи бозиҳои Интернет. Меъёрҳои муҳимтарини намунавӣ дар ҳолати фавқулодда ва норасоии доимӣ буданд, чунки яке аз ин ё ҳар дуи ин хислатҳо бо рафтори ғайриқонунии марбут ба ғайриқонунӣ (ба истиснои бозиҳои интернетӣ) дар намудҳои комилан мувофиқ қарор доштанд.

Дар робита ба андозаи таъсир, миқдори миёнаи байни навъҳои UPPS-P ва рафтори вобаста ба муолиҷаи вобаста ба маводи мухаддир шартан 0.21 буд. Барои машруботи спиртӣ ва хӯрокпазӣ, моделҳо ҳангоми UPPS-P бо тағирёбии калон дар R-squared барои AUDIT ва дигаргуниҳо, вале тағйироти назаррас дар R-squared барои BES, ва барои ду нармафзор тарозуи нокофӣ ва миқёси порнографӣ, такмили намунаи моддӣ дар назар дошт p <.05. Ассотсиатсияҳои хоксорро интизор шудан лозим аст, зеро рафтори беқурбшавӣ ва печкорӣ бо ҳам алоқаманд аст, аммо сохторҳои алоҳида.

Ҷавонони Дания сатҳи баланди истеъмол доранд. Дар як пурсиши охирини ESPAD (синни 15-16 сола) (Kraus, Guttormsson, ва дигарон, 2016), Дания дар моҳи феврали соли ҷорӣ дараҷаи истеъмоли бештар (32%) ва нӯшокии спиртӣ (56%) буд, дар ҳоле, ки сатҳи истифодаи моҳонаи моҳонаи (5%) нисбат ба аксари кишварҳои Аврупо камтар аст. Дар санҷиши намояндагии 15-то синну солии 25, 10% моҳона моҳона истифода ва моҳонаи 2.1% -ро истифода мебурданд (Педерсен ва дигарон, 2015). Дар тадқиқоти ESPAD, Дания дараҷаи баланди паҳншавии моҳи гузашта дар байни писарон (64%) ва духтарон (28%) буд (Kraus, Guttormsson, ва дигарон, 2016). Дания барои муносибати озодона ва осеби он ба порнография ва ҷинсии он маълум аст, ки эҳтимолан афзоиши истеъмолиХалд, 2006). Омӯзиши намояндагон аз ҷавонони ҷавон ба меъёрҳои баланди паҳншавии порнография, масалан, истеъмоли моҳона (мардҳо 82.5 ва духтарон 33.6%) (Халд, 2006). Бознигарии нав нишон дод, ки сатҳи камбизоатӣ дар кишварҳои Nordic-ро бо муқоиса бо дигар кишварҳои аврупоӣ нишон дод,Dahlgren, Stedal, & Wisting, 2017).

Омилҳои ғайриқонунӣ ва рафтори марбут ба таҳқир

Бо назардошти хулосаҳои мо, истифодаи фаврии машруботи спиртӣ (модели 1), каннибис (ҳам моделҳо) ва дигар маводи мухаддир (модели 1) муносибати фаврӣ ба миён омаданд. Таҳқиқоти пешакӣ нақши муҳимро дар ҳолати фавқулодда дар истифодаи машруботи спиртӣ ва истифодаи каннабис дар байни ҷавонон (Coskunpinar et al., 2013; Stautz & Cooper, 2013; VanderVeen ва дигарон, 2016ва вобастагии кокаин (Албейн-Уриос ва дигарон, 2012; Фернандес-Серрано ва дигарон, 2012; Торрес ва дигарон, 2013). Бо назардошти хулосаҳои мо, таъхирнопазирӣ низ бо хӯроки ғизоӣ (ҳам моделҳо) ва истифодаи порнография (модели 1) ба таври мусбӣ алоқаманд буд. Ин ба таҳқиқоти пешинаи хӯрокхӯрӣ дар калонсолон / калонсолон монанд аст (Claes et al., 2015; Келли ва дигарон, 2014; Mikheeva & Tragesser, 2016; Мерфи ва дигарон, 2014; VanderBroek-Stice ва дигарон, 2017) ва омӯзиши охирин бо алоқаи мобайнӣ бо истифодаи мундариҷаи фаъолияти ҷинсӣ дар мардон (Вери ва дигарон, 2018). Механизме, ки дар давлатҳои эмотсионалии шадиди мусбӣ ва манфӣ метавонад бо усулҳои марбут ба маводи мухаддир алоқаманд бо усули мусбат ва манфии муассир, масалан, интизори афзоиши хушбахтии фаврӣ ё механизми муваққатан паст кардани ІН , сарфи назар аз оқибатҳои манфии дарозмуддат (Cyders & Smith, 2008; Heatherton & Baumeister, 1991; Settles et al., 2010; Tice et al., 2001). Таҳқиқоти дарозмуддат барои ин идея кӯмак мерасонанд (Anestis, Selby, & Joiner, 2007; Pearson, Combs, Zapolslci, & Smith, 2012; Settles, Zapolski, & Smith, 2014; Settles et al., 2010), масалан, нишон медињад, ки пешгўињои фаврии бетањаммулї дар интихоби њавасмандї, ки хўрдан таъсири манфии манфиро паст мекунад, ки пешгўињо дар хўрокхўрї меафзояд (Пирсон ва дигарон, 2012).

Набудани сабукиҳо низ ҳамчун як хусусияти муҳим, ки бо истифодаи мушкилоти машруботи спиртӣ (модели 1), дигар маводи мухаддир (ҳам моделҳо), ҳам хӯрокхӯрӣ (ҳам моделҳо) ва ҳам порнография (ҳам моделҳои) алоқаманд буданд. Таҳқиқоти пешакӣ бо норасоии давомдори истеъмоли машруботи спиртӣ (Coskunpinar et al., 2013; Stautz & Cooper, 2013), вобастагии кокаин (масалан, Вердежо-Гарсия ва дигарон, 2007), ва ғизо хӯрдан (Claes et al., 2015; Мерфи ва дигарон, 2014; VanderBroek-Stice ва дигарон, 2017), аммо ассотсиатсия одатан он қадар пурқувват нест, ки фаврӣ аст. Ба маълумоти мо, ин аввалин тадқиқотест, ки набудани суботро бо истифодаи мушкилоти порнография пайваст мекунад. Норасоии истодагарӣ бо халалдор шудани муқовимат ба дахолати фаъол (яъне халалдор шудани қобилияти пешгирии иттилооти қаблӣ, ки дигар муҳим нест) ва коҳиш ёфтани софдилии вазифаҳои ҷорӣ алоқаманд аст (Гей, Рочат, Билли, Д'Акремонт, ва Ван дер Линден, 2008; Rochat, Billieux, Gagnon, & Van der Linden, 2018), ва инчунин метавонад бо фишори мутақобила ҳамкорӣ кунанд. Тадқиқоти охирин нишон дод, ки шахсони алоҳида бо сатҳи пасти устувори пас аз талаф шудани вазъ дар ҳолати стрессCanale, Rubaltelli, Vieno, Pittarello, & Billieux, 2017). Ин равандҳои дарки воқеии фаҳмиш метавонад ба иттиҳодияҳои гузоришӣ дар бораи норасоии тобут ва мавод ва рафтори ғайриқонунии маводи мухаддир алоқамандро шарҳ диҳанд.

Мо асбобҳоеро, ки дар таркиби UPPS-P ва бозиҳои ҳалли Интернет пайдо кардаем, ба хулосаи мо ва натиҷаҳои охирини манфӣ (Deleuze et al., 2017; Ирвин ва дигарон, 2013; Nuyens et al., 2016). Ин метавонад тавзеҳ диҳад, ки омилҳои ғайримутамарказӣ бо рафтори бозиҳои Интернет алоқаманданд. Муҳим он аст, ки омӯзиши охирин (Deleuze et al., 2017) нишон дод, ки омилҳои хавфноки муқарраршуда барои ҳалли мушкилот ва мушкилоти бозиҳо, аз ҷумла UPPS-P ва дигар чораҳои вобаста ба худтанзимкунӣ, дар байни бозигарони солим ва бозигароне, ки ройгони DSM-5-ро танқид мекунанд, тақсим накарданд.

Як қатор ихтилофҳои гендерӣ таваҷҷӯҳ зоҳир мекунанд. Зан ҷинсӣ бо CUDIT, PCQ ва IGD9-SF ва холҳои баландтар дар БСТ, ба монанди таҳқиқоти қаблии ҷавонон бо нишондиҳандаҳои пасттарини духтарон ҷустуҷӯи табобатро барои табобати каннабӣ (Смит, 2014), сатҳи пасттарини истеъмоли порнография (Халд, 2006) ва дастрасии Интернет (Ҳа & Хван, 2014) байни духтарон, ва дараҷаҳои баланди ихтилоли хӯрокҳои хӯрокхӯрӣ (Dahlgren et al., 2017). Таҳқиқоти минбаъда бо намунаи калонтар барои санҷидан лозим аст, агар ҳамон хислатҳои эҳсосӣ дар рафтори гуногун дар ду ҷинс ифода карда шаванд.

Ҳамин тариқ, натиҷаҳои мо нақши ҳолатҳои фавқулодда ва норасоии субот дар таҳияи моддаҳо ва рафтори ғайриқонунии маводи мухаддир (ба истиснои бозиҳои интернетӣ). Ғайр аз ин, ассотсиатсияҳои муқарраршуда дар бораи рафтори ғайриқонунии маводи мухаддир ва ғайриқонунии маводи мухаддир тавсия медиҳанд, ки сатҳи баландтари нокифоягӣ аз сабаби таъсири заҳролудшавии моддаҳо ба даст намеояд.

Натиҷаҳои мо дорои нақшаҳои клиникӣ бо нақши нақши потенсиал дар ҳолати фавқулодда ва норасоии таҳаввулоти моддӣ ва истеъмоли рафтор ва аз ин рӯ ҳамчун ҳадафҳои табобати потенсиалист. Ғайр аз ин, омилҳо ба аҳамияти барномаҳои табобатӣ, ки ба танзими эмотсионалӣ дар ин гуна мушкилот нигаронида шудаанд, масалан, барномаҳое, ки ба омӯзиши стратегияҳои солим барои мубориза бо фишори равонӣ нигаронида шудаанд, ишора мекунанд. Барномаҳо метавонанд аз қабули маводҳо аз барномаҳои равоншиносӣ барои дигар ихтилофоти марбут ба иммунизатсия, аз қабили ихтилоли шахсияти марзҳо (Zanarini, Conkey, Temes, & Fitzmaurice, 2017) ё вайроншавии шахсияти зиддинҳисорӣ (Thylstrup, Schroder, & Hesse, 2015).

Таҳқиқотҳои минбаъда барои такмил додани натиҷаҳои ғайритиҷобӣ, инчунин дар аҳолии клиникӣ заруранд ва бояд чораҳои танзими эмотсионалӣ ва интизорӣ дошта бошанд. Таҳқиқоти давомдор бо якчанд вақтҳои вақти пайдарҳам барои роҳ надодан ба самти сабабҳо сабабҳои зарурӣ доранд.

Маҳдудияти

Андозаи намунаи санҷиши тестӣ (r = .35), аммо таносуби заифтар нест. Ин маҳдудият бо роҳи дидаю дониста пурсидашудагони пурхавф ва хавфнок барои таъмини фарқиятҳои мувофиқ аз ҷиҳати импульсивӣ қисман ислоҳ карда шуд. Аммо, таҳқиқоти оянда бо қудрати бештар метавонанд барои тасдиқ ва тавсеаи натиҷаҳои ҳозира ва баррасии зергурӯҳҳои мушаххас (масалан, ҷинс) истифода шаванд.

Аз сабаби табиати марҳилавии маълумот, мо метавонем сабабҳои сабабҳои сабабҳоро надорем, яъне, ки сатҳи баландтарини навъҳои UPPS-P пешгӯиҳои рафтори марбут ба муомилоти ғайриқонунии марбут ба маводи мухаддир ё дигар роҳи атрофро фароҳам меоранд. Санҷишҳои пажӯҳишӣ барои роҳ надодан ба самти сабабҳо заруранд.

PCQ як чораи бисёрҷонибаи ниқобпӯшӣ, нишонаи асосии таркибҳои функсионалӣ ва аз ин рӯ нишондиҳандаҳои дараҷаи вазнин ва истифодаи мушкилотро нишон медиҳад. Саволҳои дигари охирин, Тадқиқоти фаврии Интернет барои онлайнҳои алоқаи ҷинсӣ мутобиқ карда шудааст (Wery, Burnay, Karila, & Billieux, 2016) метавонад миқёси васеъи истифодаи мушкилотро таъмин намояд, аммо ба маводи онлайн маҳдуд аст.

Интихоби ҷавонон бо сатҳҳои гуногуни EP6 ба тадқиқоти намояндаҳои ҷавонони интихобнашуда дар Дания асос ёфтааст, ва натиҷаҳои он бояд ба аҳолии умумиҷаҳонии Дания ва ҷавонони кишварҳое, ки мисли Дания мебошанд, умумӣ шаванд.

Хулоса

Ҷудокунӣ:

Таҳқиқот ассотсиатсияҳоро дар байни модели UPPS-P ва рафтори зиёди марбут ба таҳқиромези ҷавонон бо иштироки гуногун дар ин рафторҳо тафтиш намуд. Модели UPPS-P бо нишондиҳандаҳои ҳамаи рафтори нармафзор, ба истиснои бозиҳои мушкили Интернет. Хусусиятҳои муҳимтарин ва норасоии тобишҳо буданд, зеро яке аз ин ё ҳар дуи ин хислатҳо бо рафтори ғайриқонунии вобаста ба маводи мухаддир алоқаманд буданд (ба истиснои бозиҳои интернетӣ). Натиҷаҳои мо нақши потенсиалиро дар ҳолати фавқулодда ва норасоии устувор ҳамчун пешгӯиҳо оид ба рушди ихтилофоти озмоишӣ ва ҳадафҳои табиии пешгирикунандаи табобатиро таъкид мекунанд.

Саҳми муаллифон

Ҷудокунӣ:

KRT, MBC, MUP ва VV: консепсия ва тарҳрезии омӯзиш ва маблағгузорӣ ба даст оварданд. MUP: дар натиҷаи тадқиқоти миллӣ, ки иштирокчиён аз он гирифта шуданд. KRT, MBC, ва MMP: ҷамъоварии маълумот. MH ва KRT: таҳлили оморӣ ва шарҳи маълумот. TLC: ҷолиби маълумот. KRT: ин дастнависро нависед. Ҳамаи муаллифон дастнависро ба даст оварданд ва тасдиқ карданд. Онҳо дастрасии пурра ба ҳамаи маълумотҳо доштанд ва барои дурустии маълумот ва дурустии таҳлили маълумот масъулият доштанд.

Таҳсили шавқовар

Ҷудокунӣ:

Муаллифон ҳеҷ гуна мухолифати манфиатҳоро эълон накардаанд.

изњори сипос

Муаллифон ба иштирокчиён барои ташриф овардан ба Орхус ва иштирок дар таҳқиқот, Mads Jensen (Донишгоҳи Орхусс), Нуриё Донамор (Донишгоҳи Кембриҷ), Квангеиол Байк (Донишгоҳи Кембриҷ) ва Дейси Мечелманс Донишгоҳи Кембриҷ) барои кӯмак ба ҷамъоварии маълумотҳо ва маркази Нерӯгоҳи интеграталии вирусӣ / MINDLab барои истифодаи иншооти бузурги онҳо. Ғайр аз ин, онҳо ба Клей Матиат барои кӯмак ба тавсифи тағйирёбии вобастагӣ дар дастхат кӯмак мекунанд. Онҳо инчунин ба Шейн Краус барои истифода бурдани PCQ сипос мекунанд.

Адабиёт

Ҷудокунӣ: