Оё бозиҳои видеоӣ, ё бозиҳои видеоӣ, алоқаманд бо депрессия, дастовардҳои академикӣ, нӯшокии ҷиддии эпидемиологӣ ва ё мушкилиҳо чӣ гуна аст? (2014)

Гузаштан ба:

мавҳум

Асос ва мақсадҳо: Дар ҳоле, ки муносибатҳои истифодаи усули видеоӣ ва оқибатҳои манфӣ мубоҳиса мешаванд, муносибатҳои байни бозиҳои видеоӣ ва оқибатҳои манфӣ хеле хуб муқаррар карда мешаванд. Бо вуҷуди ин, тадқиқоти пештара аз сустии методологӣ азоб мекашанд, ки метавонанд натиҷаҳои табииро ба бор оранд. Барои тафтишоти минбаъда зарур аст, ки аз истифодаи усулҳое, ки пешгӯиӣ тағйир намеёбанд. Усулҳо: Аз ду тадқиқоти 1,928 Норвегияҳои Норвегия 13 ба 17 солҳо ду достони иттилооти мизбон истифода шуданд. Тадқиқотҳо чораҳоеро истифода бурданд, ки усули видеоӣ, фишор барои бозиҳои видеоӣ, депрессия, нӯшокии ҷиддии эпидемиологӣ, дастовардҳои таълимӣ ва мушкилотро дар бар мегиранд. Маълумот бо истифода аз як фарқияти якум, усули regression таҳлил карда шуд, ки он вақт аз рӯи омилҳои инфиродӣ беасос аст. Натиҷаҳо: Маҳбусияти бозиҳои видео бо депрессия, дастовардҳои назарраси академӣ алоқамандӣ дошт ва мушкилотро гузаронидааст, аммо вақти дар бозиҳои видеоӣ сарфшуда бо ягон натиҷаҳои манфии омӯхташуда алоқаманд набуд. Муҳокима: Натиҷаҳо бо шумораи афзояндаи тадқиқотҳое, ки муносибатҳои байни вақтҳои дар бозиҳои видеоӣ ва натиҷаҳои манфӣ алоқамандро пайдо накардаанд, ба назар мерасиданд. Таҳқиқоти ҷорӣ низ бо таҳқиқоти қаблӣ бо истифода аз услуби бозиҳои видео бо дигар натиҷаҳои мантиқӣ алоқаманд аст, аммо он саҳмияи иловагиро, ки муносибатҳо бо вақтҳои таъсирбахшии инфиродӣ вогузор шудаанд, ба амал меоварданд. Бо вуҷуди ин, тадқиқоти оянда бояд ба таъсиси тартиботи муваққатӣ таъсири манфӣ расонад. Натиҷаҳо: Вақтхати бозиҳои бозиҳои видеоӣ боиси оқибатҳои манфӣ намегардад, вале наврасон, ки бо мушкилоти марбут ба бозиҳои видеоӣ рӯ ба рӯ мешаванд, эҳтимолияти мушкилоти дигареро дар ҳаёт доранд.

Калидвожаҳои: бозиҳои видеоӣ, муҷозот, оқибатҳо, натиҷаҳо, давомнок, наврасӣ

Муқаддима

Якчанд таҳқиқот нишон доданд, ки истифодаи бозиҳои видео бо як мизоҷи мушкилоти гуногун алоқаманд аст (Грифитс, Кусс ва Кинг, 2012). Таҳқиқоти пешакӣ мисол нишон доданд, ки миқдори вақт дар бозиҳои видеоӣ бо сатҳи баландтарини депрессия алоқаманд аст (Лемона ва дигарон, 2011), дастовардҳои ками академӣ (Ананд, 2007; Ғайрият, Линч, Линдер ва Уолш, 2004), истеъмоли машруботи спиртдор (Ream, Elliott & Dunlap, 2011), ва мушкилоти (Holtz & Appel, 2011). Ин нишон медиҳад, ки миқдори бозиҳо метавонад пешгӯиҳои манфӣ дошта бошанд. Бо вуҷуди ин, тадқиқотҳо ҳамчунин дарёфтанд, ки вақти бозиҳои видеоӣ сарф шудааст не вобаста ба натиҷаҳои манфӣ (масалан, Десай, Кришнан-Сарин, Кавалло ва Потенца, 2010; Фергюсон, 2011; Фергюсон, Сан Мигел, Гарза ва Джерабек, 2012; фон Салиш, Вогелгесанг, Кристен ва Опл, 2011). Ин нишон медињад, ки њаљми бозињо дар натиљаи таъсири зараровар ба вуљуд намеояд. Фарогиртар аст, ки мушкилоти вобаста ба бозӣ бо дигар оқибатҳои манфӣ алоқаманданд. Масалан, тадқиқот нишон дод, ки бозиҳои видеоӣ одати ҳалокатовар бо депрессия алоқаманд аст (Гвинея ва дигарон, 2011; Ментзони ва дигарон, 2011), дастовардҳои назарраси таҳсилот (Skoric, Teo & Neo, 2009), мушкилоти истеъмоли машрубот (Рэм ва дигарон, 2011), ва мушкилоти (Rehbein, Kleinmann, Mediasci & Möβle, 2010).

Сарфи назар аз шумораи зиёди таҳқиқот, ки ба тамошобинони видеоӣ нигаронида шудааст, ҳанӯз ҳам норасоии созишномае, ки дар он шарҳҳо истифода мешаванд, чӣ гуна падида бояд муайян карда шавад ва кадом усулҳоро барои чен кардани он истифода бояд кард. Дар асоси баррасии адабиёт, Кинг, Хаагзма, Delfabbro, Gradisar ва Гриффитс (2013) тавсия дода мешавад, ки хусусиятҳои асосии нармафзори видеоӣ бозгаштан ба нишонаҳои аз даст додани бозиҳои видеоӣ, маҳдудияти назорати вақти бозӣ дар бозиҳои видеоӣ ва низоъ дар робита бо муносибатҳои шахсӣ ва ӯҳдадориҳои мактаб / кориест, ки аз усули видеоӣ мебароянд . Маҳсулотҳои видеоӣ ҳамчун як ташхиси расмии равонӣ эътироф карда нашудааст, аммо он ҳамчун шароити омӯзиши минбаъда дар тарҳи навбатии панҷуми дастури ташхисиву оморӣ оид ба бемориҳои рӯҳӣ (Ассотсиатсияи равонии амрикоӣ, 2013). Дар мусоҳиба дар бораи он ки чӣ гуна нармафзори видеоӣ бояд консептуализатсия карда шавад, он пешниҳод карда шуд, ки иштироки баланди аз либос бояд фарқ кунад (масалан Чарлтон ва Данфорт, 2007). Таъсири оқибатҳои манфии вақти сарфшуда ба бозиҳо метавонад ба омилҳои фардӣ ва мазҳаб вобаста бошад. Бинобар ин, тадқиқотчиён аз байни ҳавасмандӣ барои бозиҳои видео ва мушкилоти вобаста ба бозиҳо оғоз намуданд (Брунборг ва дигарон, 2013; Чарлтон ва Данфорт, 2007; Фергюсон, Коулсон ва Барнетт, 2011; Rehbein et al., 2010; Скорик ва дигарон, 2009). Далелҳои тавлидшуда нишон медиҳанд, ки нармафзори видеоӣ бо оқибатҳои манфӣ алоқаманд аст, аммо ин алоқаи баланди бо бозиҳо нест (Брунборг ва дигарон, 2013; Ferguson et al., 2011; Скорик ва дигарон, 2009).

Ин соҳаҳои тадқиқотӣ то ҳол дар бораи самтҳои истифодаи услубҳои бозиҳои видеоӣ ва натиҷаҳои манфӣ, ки пеш аз даъвои онҳо мумкин аст, вуҷуд дорад. Як омили мушкиле ин аст, ки натиҷаҳои гузориш дар аксар мавридҳо аз тарафи вариантҳои сеюми ноустувор шарҳ дода мешаванд. Масалан, муносибати ҳозира байни бозиҳои видеоӣ ва рафтори мушкилот метавонад аз ҷониби ҳисси баланди эҳсосот шарҳ дода шавад. Таҳқиқот нишон дод, ки эҳсосоти эҳсосӣ метавонад ҳам ба бозиҳои видеоӣ ва рафтори қонунӣ вобаста бошад (Ҷенсен, Weaver, Ivic & Imboden, 2011). Ҳамчунин, муносибати байни бозиҳои видеоӣ ва депрессия метавонад аз ҷониби хатсайрии фишурда (Ментзони ва дигарон, 2011). Тадқиқотчиён баъзан кӯшиш мекунанд, ки барои тағирёбии сеюм (масалан, ҷинс, синну сол, вазъи иҷтимоию иқтисодӣ, хадамоти иктишофӣ, шахсияти), аз ҷумла, чунин тағйиротҳоро дар моделҳои regression назорат кунанд. Аммо, чунон ки ҳамеша тағйирёбандаҳо бекор карда мешаванд, ин муносибат нокифоя аст ва сабабҳои арзёбӣ (Verbeek, 2012). Яке аз усуле, ки барои чунин тасаввуроти тағйирёбанда тағйир дода шудааст, аввалин фарқият (FD) мебошад. FD иттилоотро бо зиёда аз як мушоҳида аз як шахс (маълумотҳои панелӣ) талаб мекунад, ки дар муқоиса бо тағйирёбии фардии вақти тағйирёбандаи тағйирёбандаи тағйирёбандаЭллисон, 1990; Nordström & Pape, 2010; Wooldridge, 2001). Усули FD дар фасли омори дар поён овардашуда тасвир шудааст.

Дар тадқиқоти имрӯза, муносибатҳои байни вақти бозиҳои видеоӣ ва якчанд натиҷаҳои манфии манфӣ (депрессия, дастовардҳои академикии камбизоатӣ, заҳролудшавии спиртӣ ва рафтори мушкилот), инчунин муносибатҳои марбут ба нармафзори видеоӣ ва натиҷаҳои шабеҳ . Таҳқиқоти ҷорӣ аввалин истифода аз FD барои тафтиш кардани муносибати истифодаи бозиҳои видеоӣ ва мушкилоти алоқаманд мебошад. Бинобар ин, омӯзиши мо аввалинест, ки ҳамаи вақтҳои имконпазири тағйирёбандаи инфиродӣро ҳангоми тафтиши натиҷаҳои манфии усули видеоӣ назорат мекунад.

Усулҳои

Маълумот

Таҳқиқоти мазкур аз тадқиқотҳои «Ҷавонон дар Норвегия 2010» ва «Ҷавонон дар Норвегия 2012» -ро истифода бурд, ки ҳадафи он ҷамъоварии иттилоот аз як шахсоне, ки ду маротиба бо ду сол ҷудо карда шудааст, истифода мешуд. Дар 2010 (t1) тадқиқот дар маҷмӯъ дар мактабҳои 89 дар Норвегия амалӣ карда шуд. Намунаи мактабҳо барои дарёфти намунаи намояндагиҳои наврасони Норвегия сурат гирифтанд ва ба мактабҳои ибтидоӣ (соли охир танҳо вақте кӯдакони 12 сола), мактаби миёна (синну соли синну сол 12 ба 16 солҳо) ва мактаби миёна ( синну соли синну сол 16 ба 19 сол). Дар тадқиқот иштироккунандагони 11,487 даъват карда шуданд. Аз инҳо, донишҷӯёни 8,356 иштирок карданд, ки ба миқдори ҷавобии 72.7% баробаранд. Саволҳо дар як соати дарсии хаттӣ анҷом дода шуданд ва донишҷӯён дар вақти ҷамъоварии маълумот имконият надоштанд, ки тадқиқотро дар як сония анҷом диҳанд.

Дар 2012 (t2), 4,561 наврасоне, ки дар тадќиќоти 2010 иштирок карданд, даъват карда шуданд, ки дар тадќиќоти минбаъда ширкат варзанд. Сабаб дар он буд, ки чаро ҳамаи мусоҳибон аз пурсиши 2010 даъват нашудаанд, ки 1 даъват шаванд)n = 2,021), ва 2) маълумот дар бораи тамос набуд (n = 1,774). Дар байни онҳое, ки 2,450 даъват шуда буданд, иштирок карданд, ки ба суръати посухдиҳии 53.7% баробар аст, аммо ҳиссаи иштироккунандагони 2012-и онҳое, ки дар 2010 иштирок доштанд, 29.3% буданд.

Саволе, ки дар мактаби ибтидоӣ дар 2010 идора карда шуд, варианти кӯтоҳии саволномаҳоест, ки дар мактаби миёна ва олии миёнаи олӣ идора карда шудаанд. Ин нусхабардорӣ ба омилҳои кунунӣ тағйир намеёбад. Дар натиҷа, хонандагони мактаби ибтидоӣ ба намунаи таҳлил дохил карда шуданд.

Намунаи таҳлилӣ, ки дар омӯзиши ҷорӣ истифода шудааст, аз наврасони 1,928 (55.5% female), ки синну сол аз 13 ба 17 дар 2010 иборат аст, иборат буд.

Тадбирҳо

Истифодаи бозиҳои видеоӣ. Ҷавобҳо ба ду савол барои тақсим кардани вақти бозӣ дар чор ҳафтаҳо истифода шуданд. Як савол дар бораи давомнокии бозиҳои маъмулӣ пурсид (0 = "одатан" нест, 0.5 = "на камтар аз соати 1", 1.5 = "1-2 соати", 2.5 = "2-3 соати", 3.5 = "Соатҳо 3-4", 5 = "Соатҳо 4-6", ва 7 = "беш аз соатҳои 6". Саволи дигар дар бораи басомади бозиҳо пурсид (0 = "ҳеҷ гоҳ, ё қариб ҳеҷ гоҳ", 2 = 1 = "як рӯз дар як ҳафта", 3 = "якчанд рӯз дар як ҳафта", ва 4 = "рӯзона ё қариб ҳар рӯз"). Вақти сарфаи бозӣ маҳсулотҳои миқдорӣ ва суръат Натиҷаҳо аз 14 ба 30 фарқ доштанд.

Маҳсулотҳои видеоӣ. Варианти 7-модели «Беҳтарин Маҳоратҳои Маҳорат барои наврасон» (Лемменс, Валкенбург ва Петр, 2009) барои чен кардани нармафзори видеоӣ истифода шудааст. Ҳар яке аз ҳафт калима яке аз меъёрҳои DSM-ро барои муолиҷа баҳо медиҳад: Саломатӣ, таҳаммулпазирӣ, тағирдиҳӣ, ивазкунӣ, бозгаштан, муноқиша ва мушкилот. 1 = "ҳеҷ гоҳ", 2 = "қариб ҳеҷ гоҳ", 3 = "чанд маротиба", 4 = "аксар", 5 = "бисёр вақт") барои мусоҳибон нишон доданд, дар давоми шаш моҳи гузашта рух дод. Натиҷаҳои ҳафт хол дар таҳлил (тақсимоти 1-5) истифода шуданд. Алфа Кронбро барои миқдори тадқиқоти имрӯза .86 дар t1, ва .90 дар t2.

Департамент. Департамент бо истифода аз шаш нуқтае, ки аз рӯйхати нишондиҳандаҳои Холкинс нишон дода шудааст, ҳисоб карда шуд (Derogatis, Lipman, Rickels, Uhlenhut & Covi, 1974). Саволкунандагон талаб карданд, ки дараҷае, ки онҳо дар давоми ҳафтаи қаблӣ дар давоми 6 ҳафтаи шикоятҳо таҷрибаи зеринро ба даст оварданд: «Бедор шавед, то корҳоятонро бедор кунед», «ҳасад бардоранд», «ҳисси бесадо, ғамгин ё рӯҳафтодагӣ», ояндаи "," ҳисси тоқатфарсо "ва" дар бораи чизҳои хеле зиёд ташвишовар аст ". 1 = "на ҳама ғамхор нест", 2 = "каме ғамгин", 3 = "хеле кам ғамгин" ва 4 = "хеле ғамгин"). Таҳлилҳо аз ҳисоби 1 то 4 истифода шудаанд. Алфа барои Cronbach ба миқдорӣ буд .85 дар t1, ва .87 дар t2.

Дастоварди академӣ. Муҳокимонҳо нишон доданд, ки синфҳои охирине, ки онҳо барои се мавзӯъ мегирифтанд, дар бораи он ки кортҳои ҳисоботи мактаб гирифтаанд. Мавзӯъҳо Норвегия, математика ва англисӣ буданд. Дар синфҳо дар Норвегия аз максималии 6 то ҳадди ақди 1, ки дар он 1 камбудиҳо нишон медиҳад. Дараҷаи се синф ҳамчун нишондиҳандаи дастовардҳои академӣ истифода мешуд.

Миқдори зиёди нӯшокии спиртӣ. Аз ҷавобгарон пурсиданд, ки чандин маротиба дар давоми соли гузашта онҳо «хеле маст буданд, ки шумо ба таври мунтазам ғамгин мешавед». 0 = "0 маротиба", 1 = "Вақти 1", 3.5 = "2-5 маротиба", 8 = "6-10 маротиба", 25 = "10-50 маротиба" ва 50 = "50 ранд.

Таъсири проблема. Масъалаҳои рафтор бо истифода аз 13 саволҳо дар бораи намудҳои гуногуни рафтори мушкилот дар давоми соли гузашта баҳо доданд ва ба монанди Педерсен, Мастака ва Вихстром (2001) пешниҳод шуданд. Гурӯҳи як "проблемаҳои ҷиддии ҷисмонӣ" буд ва дар зер чизҳои зеринро дар бар мегирифт: «чизҳои дуздидашуда аз маблағи NOK 1000»,1 Зӯроварӣ ё зарари ҷиддӣ аз NOK 1000 анҷом дода шудааст, ки ин гуна чизҳо монанди тирезаҳо, ҷойгиркунии автобус, телефони телефон ё почтаи электронӣ нестанд, "дар як ҷо барои дуздидани чизе" ва "дар мубориза бо силоҳ қарор доштанд" . Гурӯҳи дуюми "мушкилоти зӯроварӣ" инҳоянд "асбоби зӯроварона бо муаллим", "ба муаллим" қасам хӯрдаанд, "барои коре, ки шумо кард, кор мекардед" ва " синфхона ". Гурӯҳи охирини "мушкилоти пинҳон" инҳоянд "ҷузъи таркибӣ барои чунин чизҳо бо театрҳои филмҳо, роҳҳои автобусӣ, толорҳои троллейбусӣ ё якхела", "як рӯзи якрӯза дар мактаб", "дуздидашуда аз маблағи 500 NOK аз дӯкон" , ва "бегоҳ бегоҳ беэътиноӣ ба волидайнатон, ё ба волидони худ гуфт, ки шумо дар ҳақиқат дар ҳақиқат будед". Масъалаҳо дар миқёси гуногун аз 0 то 50 сохта шуданд, вале онҳо дикотоматикӣ (ҳа = 1, no = 0) ва ҳаҷми холҳои ҳар як категория дар таҳлил истифода шуданд.

статистика

Синну сол, ҷинсият ва синфҳо пешгӯии байни t1 ва t2. Дар таҳлили ин, барои истифода бурдани вазни эҳтимолияти эҳсосот ин ислоҳ карда шуд. Натиҷаҳои баҳогузорӣ дар ҳама чораҳо, ғайр аз дастовардҳои таълимӣ, ба таври ҷиддӣ ба сақф дучор шуданд. Барои пешгирӣ кардани вайронкунии ҳассосият дар таҳлили хаттии реагресс, лотереяҳои табиӣ дар таҳлил истифода шудаанд. Азбаски логоритми табиӣ аз сифр нест, 0.1 ба ҳамаи арзишҳо пеш аз табдил дода шуд. Таҳлили regression бо истифода аз маълумот аз t1 ва t2 ва моделҳои FD, ки мумкин аст ба таври зайл шарҳ дода шавад: Формулаи OLS regression як тағйирёбандаи тағйирёбандаи тағйирёбии мустақил дар як вақт инҳоянд:

DVi1 = β1 * IVi1 + β2 * Ci + ei1,

ки дар он DV тавсифи вобастагӣ дорад ва варианти мустақил барои шахси инфиродӣ мебошад i дар вақти 1. Ci сабабҳои дигари имконпазирро барои DV, ки вақтҳо тағйир намеёбад (яъне онҳо дар вақти тағир наёбанд). Ба ҳамин монанд, формулаи OLS regression-ро тағйирёбандаи тағйирёбандаи вобастаро дар тағйирёбандаи мустақил дар марҳилаи дуюм инҳоянд:

DVi2 = β1 * IVi2 + β2 * Ci + ei2.

Истифодаи OLS, коэффисиент regression b1 агар ин тавр бошад IVi1 ва Ci бо ҳам алоқаманданд. Бо вуҷуди ин, бо FD, формати дуюм аз аввал, ки бартараф карда мешавад Ci. Ин нишон медиҳад, β ки он бо омилҳои физикии вақтхушӣ, ки аз таҳлили regression бекор карда шудаанд, беэътиноӣ намекунад. Дар амал, FD танҳо аз тағири тағйири тағйирот аз t1 ба t2 дар тағйирёбии вобастагӣ аз тағйирот аз t1 ба t2 дар тағйирёбандаи мустақил дорад.

Истифодаи FD дар омӯзиши кунунӣ, депрессия, муваффақияти таълимӣ, нӯшокии ҷиддии эпидемиологӣ ва рафтани мушкилот дар вақти сарф кардани бозӣ боздошта шуд. Илова бар ин, депрессия, дастовардҳои академикӣ, нӯшокии ҷиддии эпидемиологӣ ва рафтори мушкилот дар бораи зӯроварии бозиҳои видео қафо монд.

этика

Раванди омӯзишӣ мувофиқи Эъломияи Хелсинки гузаронида шуд. Чорабиниҳои тадқиқотӣ аз ҷониби Хадамоти иттилоотии Санҷиши Илмии Норвегия тасдиқ карда шуданд. Ҳамаи хонандагон аз мақсадҳои пурсиш иттилоъ доданд ва баъд аз гирифтани ин маълумот розӣ шуданд. Илова бар ин, розигии хаттӣ аз ҷониби волидони ҳамаи талабагон, ки дар мактаби ибтидоӣ ва мактаби миёна таҳсил мекунанд, дода шудааст.

Натиҷаи

Љадвали 1 нишондиҳандаҳо, стандартҳои стандартӣ ва Spearman фарқияти тартиботи ивазшударо нишон медиҳанд. Вақтро дар бозиҳои T1 сарф кард ва бо мусобиқаи теннис дар ҳиҷрат сарф шуд. T2 бо услуби видеоӣ бо тамошобину босифат бо тамошобинони видеоӣ дар t1 алоқаманд буд. Вақти сарфаи бозӣ хеле босамар буд ва бо усули бозиҳои видеоӣ (ҳам дар t2 ва t1) алоқаманд буд. Вақти сарфаи бозигарон дар T2 бо депрессия, дастовардҳои академикӣ, CP-и вазнин ва CPR-и вазнин, инчунин ҳам дар t1 ва t1 ҳамоҳанг ва муташанниҷ буд, ва бо нӯшокиҳои вазнини эпидемиологӣ дар t2 (вале на дар t1) ва напардохтани CPU дар t2 (вале на дар t2). T1 бозиҳои видеоӣ дар t1 хеле босифат ва мутаносибан бо депрессия дар t1 алоқаманд буд, вале дар t2, бо тХНммм ва t1 муваффақ набуд ва манфӣ мутаносиб ва бо нӯшокиҳои вазнин дар t2, вале на дар t1. T2 бозиҳои видеоӣ бо трафик, ҷиддӣ ва боэътимод дар CPU t1 ва t1 бо таври ҷиддӣ ва мусбӣ муносибат доштанд. Бо вуҷуди он ки баъзе аз ин коэффитсиенти ҳамгироӣ оморӣ ба назаррасанд, бояд қайд карда шавад, ки онҳо аз заъиф то андозаи мӯътадил фарқ мекунанд.

Ҷадвали 1. 

Воситаҳо, шохаҳои стандартӣ (SD) ва Spearman коэффитсиенти мутаносиби мутаносиб барои тамоми таѓйирёбандањои тањќиќот

Натиҷаҳо аз моделҳои FD дар пешниҳод мешаванд Љадвали 2. Азбаски ҳамаи моделҳои regression, аз он ҷумла дастовардҳои академӣ, тағйирёбандаҳои мустаҳкам ва мустақим, ки ҳам дохил мешаванд, тағйир ёфтанд, коэффитсиентҳои элимӣ ҳастанд, ки маънои онро дорад, ки 1% афзудани тағйирёбандаи мустақил бо суръати тағйирёбанда ба коэффисиенти тағйирёбанда вобаста аст. Љадвали 2 ассотсиатсияҳои муҳими байни ҳунармандӣ ва ҳар гуна тағйирёбандаҳои вобастаниро нишон медиҳанд, ба истиснои CP-ҳо, ки таъсири он аз ҳад зиёд нокифоя аст. Андозаи таъсирбахшии нармафзори видеоӣ вусъатёбии назарраси рақамӣ ва оморӣ хеле муҳим буд. Мувофиқи моделҳо, афзоиши 10% -и бозиҳои видеоӣ бо афзоиши 2.5% аз депрессия, коҳиши нуқтаҳои 1.7 дар синфҳои миёна, 3.3% афзоиши мушкилоти ҷиддии рафтор, 5.9% афзоиш дар проблемаҳои харобиовар ва 5.8% афзуд мушкилоти пинҳонкорӣ. Бо вуҷуди он, ки тамокукаши вазнини эпидемиологӣ алоқамандӣ надошт, вале хати видеои видеоӣ набуд.

Ҷадвали 2. 

Депрессия, дастовардҳои академӣ, нӯшокии ҷиддии эпидемиологӣ ва мушкилоти (CP) дар баргҳои ҳаҷм ва усули видеои видео бо истифода аз моделҳои фарқияти аввалия

мубоҳиса

Сатҳи таҳвилоти бозиҳо дар таҳқиқоти имрӯза бо тадқиқоти пешакӣ бо истифодаи якхелаи андоза баробар буд. Натиҷаи миёна дар намунаи мо (1.47 дар вақти 1, ва 1.37 дар вақти 2) ба ду намуди бозигарони наврас дар Нидерланд (1.52 ва 1.54) гузориш шудааст.Lemmens et al., 2009). Инчунин ба он маъное, ки барои аҳолии наврас дар Олмон (маъмулӣ = 1.46) хабар дода шудааст (Festl, Scharkow & Quant, 2013).

Таҳқиқоти мазкур нишон доданд, ки дастрасии бозиҳои видеоӣ бо сатҳи баландтарини депрессия, дастовардҳои назарраси таълимӣ ва мушкилоти зиёде ба миён омад. Ин ба якчанд тадқиқотҳо мувофиқ аст, ки вақтҳои душвориҳо бо бозиҳои видеоиро ба миён меоваранд.Гвинея ва дигарон, 2011; Lemmens et al., 2009; Ментзони ва дигарон, 2011; Рэм ва дигарон, 2011; Rehbein et al., 2010; Скорик ва дигарон, 2009). Бо вуҷуди ин, ассотсиатсияҳо байни вақтҳои дарсҳо ва натиҷаҳои манфӣ сарфаҳм нарафтаанд. Ин натиҷаҳо бо якчанд тадқиқотҳои қаблӣ мувофиқат намекунанд (Ананд, 2007; Гвинея ва дигарон, 2004; Holtz & Appel, 2011; Лемона ва дигарон, 2011; Рэм ва дигарон, 2011), аммо натиҷаҳои мо ба таҳқиқот кӯмак мекунанд, ки инъикоси афзояндае мебошад, ки алоқамандии қавӣ бо бозиҳои видео бояд ҳатман натиҷаҳои манфӣ дошта бошанд ва таҳқиқотчиён бояд аз байни бозиҳои пурқувват бо бозиҳо ва бозиҳои видеоӣ фарқ кунанд (Брунборг ва дигарон, 2013; Чарлтон ва Данфорт, 2007; Desai et al., 2010; Ferguson et al., 2011, 2012; Rehbein et al., 2010; Скорик ва дигарон, 2009; фон Салиш ва дигарон, 2011).

Новобаста аз қобилияти омӯзиши ҷорӣ, якчанд маҳдудият вуҷуд дорад, ки бояд ҳал карда шаванд. Гарчанде, ки андозаи намунавӣ нисбат ба дигар тадқиқотҳо дар ин соҳа васеъ буд, дар байни t1 ва t2 баланди қобилият вуҷуд дошт ва рутбаҳои дар ҳар ду маврид иштирокшударо намоиш медоданд, шояд намояндаи наврасони Норвегия набошад. Баъзе аз ин ислоҳот бо дарназардошти афзоиши маълумотҳое, ки ба ҷинс, синну сол ва дастовардҳои таълимӣ дода шудаанд, вале дар ҷамъоварии маълумотҳо аз намунаи тадқиқот ғамхорӣ кардан лозим аст. Дуюм, дар ҳоле, ки усули фарқияти якум аввалин хатогии тағйирёбандаи бекориро аз даст медиҳад, ки натиҷаи таъсири фардии вақтхушӣ ба вуҷуд меояд, он барои таъсири эҳтимолии вақт вариант Тағйирёбандаи тағйирёбанда. Бинобар ин, имконпазир аст, ки таъсири мушоҳидашуда ба таври ғайримустақим ва бо тағйирёбии миқёси номаълум ба даст оварда шудаанд. Сеюм, ҳамаи маълумоте, ки дар тадқиқот истифода мешуданд, худидоракунии мустақилона гузориш дода шуд ва бинобар ин, ба худкушӣ ҷавоб додан мумкин аст. Чорум, мо навъҳои гуногуни бозиҳои видеоро фаромӯш накардем. Ин мумкин аст, ки баъзе бозиҳо метавонанд ба натиҷаҳои манфӣ алоқаманд бошанд, дар ҳоле, ки муқобила барои намудҳои дигари бозиҳо мебошад. Аз ин рӯ, тадқиқоти оянда метавонад аз фарқияти байни намудҳои гуногуни бозиҳо фоидаовар бошад. Панҷум, чунки омӯзиши мо таҷрибаи таҷрибӣ надорад, дар бораи самти самарабахш пурра ба даст намеояд. Ин мумкин аст, ки масалан, депрессия мушкилотро бо бозиҳои видеоӣ, на ба муқобил табдил медиҳад. Инчунин он ҳолатест, ки муносибат бо нуқтаи оптималии сарнавишт бо ҳамдигар фарқ мекунад ва суръати пасттареро, ки тамошобинони видеоӣ ба депрессия оварда мерасонад, ки дар навбати худ сабабгори видеои видеоӣ мебошад. Ин шакли муносибат низ барои онҳое, ки дар байни дастовардҳои академӣ, мушкилот ва усули бозиҳои видеоӣ рост буда метавонанд.

Бо вуҷуди ин маҳдудиятҳое, ки дар таҳқиқоти оянда бояд баррасӣ шаванд, оқибати таҳқиқоти ҷорӣ инҳоянд, ки тадқиқот дар ин соҳа метавонад аз давом додани тафаккур байни вақти бозӣ ва бозиҳои видеоӣ истифода барад. Натиҷаҳои мо нишон медиҳанд, ки муносибатҳои нисбатан мустаҳкам байни нармафзори бозӣ ва натиҷаҳои манфӣ доранд ва ин муносибатҳо ба таври ҷиддӣ нестанд. Ин ба тадқиқотҳои оянда, ки ба таъсиси робитаҳои алоқаманд бо тамошобинони видеоӣ ва натиҷаҳои манфӣ нигаронида шудааст, таъсирбахш аст. Таҳқиқоти мазкур инчунин ба иҷрои талаботҳои пешниҳодшудаи таъсиси сабабҳо дар таҳқиқоти эпидемиологӣ мусоидат мекунад (Ҳилл, 1965), аммо нигаред Ротман, Гренландия ва Лаш (2008) барои арзёбии арзиши ин меъёрҳо. Муносибатҳои байни тағйирёбандаҳои мустақим ва мустақил қавӣ буда, натиҷаҳои мо бо таҳқиқоти қаблӣ мувофиқанд, ассотсиатсияҳо пас аз назорати омилҳои фарогирӣ (мушаххасӣ), муносибати дуруст (геологияи биологӣ) пайдо мешаванд ва натиҷаҳои назарраси назарӣ . Бо вуҷуди ин, набудани тадқиқотҳое, ки метавонанд қоидаҳои муваққатии сабаб ва таъсирро муқаррар кунанд. Дар оянда тадқиқоти дарозмуддат барои муайян кардани чунин ҷабҳаҳо муфид хоҳад буд. Ҳамчунин набудани тадқиқоти таҷрибавӣ, ки барои таҳқиқи механизми сабабҳои бештар зарур аст, гузаронида мешавад. Ниҳоят, тадқиқоте, ки ҷудоӣ байни омилҳоро аз таҳқиқоти ояндаҳои таҷрибавӣ ва эпидемиологӣ тафтиш мекунанд, талаб карда мешавад.

Дар натиҷа, натиҷаҳои таҳқиқоти ҷорӣ нишон доданд, ки тамос бо бозиҳои видеоӣ бо депрессия алоқаманд аст, муваффақияти муваффақонаи таълимро коҳиш медиҳад ва бо мушкилот рӯ ба рӯ мешавад, аммо бо нӯшокии ҷиддии эпидемия алоқаманд нест. Бо вуҷуди ин, тадқиқот инчунин нишон дод, ки ҳаҷми вақти дар сарфаи сарфшуда сарфшуда танҳо ба натиҷаҳои ногувор алоқаманд аст. Ин омилҳо барои таҳқиқоти оянда, ки ба таъсиси робитаҳои алоқаманд бо тамошобинони видеоӣ ва натиҷаҳои манфӣ нигаронида шудаанд, таъсирбахш аст.

Далелҳо

1 8 NOK дар бораи 1 EUR баробар аст.

Манбаъҳои маблағгузорӣ

Ҳеҷ чиз беэътино нест.

Саҳми муаллифон

GSB: Консепсияи омӯзиш ва тарҳрезӣ, таҳлил ва тарҷумаи маълумот, таҳлили оморӣ, навиштани дастурҳо, назорати омӯзишӣ. RAM: Консепсияи омӯзиш ва тарҳрезӣ, таҳлил ва тарҷумаи маълумотҳо, навиштани дастнавис. ЛРФ: Консепсияи омӯзиш ва тарҳрезӣ, таҳлил ва тафсири маълумот, таҳияи дастурҳо. Муаллифон ба ҳамаи маълумотҳо дар таҳқиқот дастрасӣ доштанд ва барои дурустии маълумот ва дурустии таҳлили маълумот масъулият доштанд.

Таҳсили шавқовар

Муаллифон ҳеҷ гуна мухолифати манфиатҳоро эълон накардаанд.

Адабиёт

  • Allison PD Нишондиҳандаҳои тағйирёбанда ҳамчун таҳлили вобастагӣ дар таҳлили regression. Методологияи сиологӣ. 1990; 20: 93-114.
  • Ассотсиатсияи равоншиносии амрикоӣ. (Панҷум). Арлтон, VA: 2013. Маълумотҳои табобатӣ ва оморӣ оид ба мушкилоти равонӣ.
  • Ананд V. Омӯзиши менеҷменти вақт: Ҳамкорӣ байни истифодаи бозиҳои видео ва нишонгузорҳои таълимӣ. КиберПсихология ва рафтор. 2007; 10: 552-559. [Садо Ояндасоз]
  • Брунббор GS, Ментзони РА, Мелагик OR, Торшейи Т., Самадд О., Ҳетланд Ҷ., Андреассен С., Паллесен С. Ғончӣ, дастгирӣ кардани бозиҳо ва шикоятҳои психологии байни наврасони Норвегия. Психологияи ВАО 2013; 16: 115-128.
  • Charlton JP, Danforth IDW Истифодаи нармафзорӣ ва иштироки баланд дар доираи бозӣ онлайнӣ. Компютерҳо дар рафтори одам. 2007; 23: 1531-1548.
  • Дмитрий ЛБ, Лэмман Смит, Рикелс К., Ухленхут ЕH, Кони Л. Хизматрасонии Хизматрасони Хопкинс (HSCL): Инвентаризатсияи худтаъминкунӣ. Илмҳои рафторӣ 1974; 19: 1-15. Бояд гуфт,Садо Ояндасоз]
  • Desai RA, Krishnan-Sarin S., Cavallo D., Спартаки MN Video дар бозиҳои донишҷӯёни мактаби миёна: Саломатӣ байни ҳамдигарфаҳмӣ, фарқияти ҷинсӣ ва бозиҳои мушкил. Педиатрия. 2010; 125: e1414-e1424. Бояд гуфт,Матолиби марбут ба PMC] [Садо Ояндасоз]
  • Фергюсон CJ Метаи таҳлили паҳншавии бозиҳои патологӣ ва ҳамшавӣ бо солимии равонӣ, мушкилоти академӣ ва иҷтимоӣ. Journal of Research Psychiatry. 2011; 45: 1573-1578. Бояд гуфт,Садо Ояндасоз]
  • Фергюсон CJ, Coulson M., Барнет Ҷ. Метаи таҳлили бозиҳои психологӣ ва комёбиҳо бо солимии равонӣ, мушкилоти академӣ ва иҷтимоӣ. Journal of Research Research Psychiatric. 2011; 45: 1573-1578. Бояд гуфт,Садо Ояндасоз]
  • Ferguson CJ, San Miguel S., Garza A., Jerabeck JM Санҷиши давомнокии зӯроварии видеоӣ ба знакомств ва зӯроварӣ таъсир мерасонад: Омӯзиши дарозмуддати 3-и наврасон. Journal of Research Research Psychiatric. 2012; 46: 141-146. Бояд гуфт,Садо Ояндасоз]
  • Festl R., Scharkow M., Quant T. Истифодаи бозиҳои компютерӣ дар байни наврасон, калонсолон ва калонсолон. Маҳбусӣ. 2013; 108: 592-599. Бояд гуфт,Садо Ояндасоз]
  • Истифодаи бозиҳои виртуалии видеоӣ дар байни ҷавонон: Таҳқиқоти дарозмуддат ду сол. Педиатрия. 2011; 27: E319-E329. Бояд гуфт,Садо Ояндасоз]
  • Овозҳои DA, Lynch PJ, Linder JR, Walsh DA Таъсири бозиҳои зӯроварии видеоӣ оид ба душвориҳои наврасӣ, рафтори харобиовар ва иҷроиши мактаб. Маҷаллаи наврасӣ. 2004; 27: 5-22. Бояд гуфт,Садо Ояндасоз]
  • Гриффит MD, Kuss DJ, Подшоҳ ДЛЛББББВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВВ Назарияи психатрори ҷорӣ 2012; 8: 308-318.
  • Хонаи AB Муҳити ва беморӣ: Ассотсиатсия ё сабаб? Ҷаласаи Ҷамъияти ҷавони тифл. 1965; 58: 295-300. Бояд гуфт,Матолиби марбут ба PMC] [Садо Ояндасоз]
  • Холтс П., Appel M. Истифодаи Интернет ва бозиҳои видеоӣ рафтори профилактикӣ дар аввали наврасӣ пешгӯӣ карда мешавад. Маҷаллаи наврасӣ. 2011; 34: 49-58. Бояд гуфт,Садо Ояндасоз]
  • Jensen JD, Weaver AJ, Ivic R., Imboden K. Ҳисси кӯтоҳмуддати ҷустуҷӯи кӯдакон: Таъсис додани эътимоднокии якҷоя бо истифодаи усули видеоӣ ва рафтори шадид. Психологияи ВАО 2011; 14: 71-95.
  • Кинг ДЛ, Хагагма MC, Delfabbro PH, Gradisar M., Гиффитс MD Ҳадафи эътирофи консепсияи видеоии вирусии вирусӣ: Шарҳи мунтазами усулҳои арзёбии психологӣ. Таҳлили психологияи клиникӣ. 2013; 33: 331-342. Бояд гуфт,Садо Ояндасоз]
  • Lemmens JS, Вальдорбург В.В., Питер Дж. Таҳия ва тасдиқи миқёси таҳсили бозӣ барои наврасон. Психологияи ВАО 2009; 12: 77-95.
  • Лемона С., Воглер Н., Перкинсон-Глорур Н., Алмемент М., Grob A. Бозиҳои компютерии бозӣ дар шабона бо нишонаҳои депрессия алоқаманд аст. Шахсият ва фарқиятҳои инфиродӣ. 2011; 51: 117-122.
  • Mentzoni RA, Брунборг Гел, Молде Ҳ., Мирсет Х., Сквервер К.Г., Ҳетланд Ҷ., Паллесен С. Истифодаи видеофилмҳои видеоӣ: Пешгӯиҳо ва ассотсиатсияҳо бо солимии равонӣ ва ҷисмонӣ. Cyberpschology, Behavior, ва Шабакаи иҷтимоӣ. 2011; 14: 591-596. Бояд гуфт,Садо Ояндасоз]
  • Nordström T., Pape H. Alcohol, хашмгин ва зӯроварӣ. Маҳбусӣ. 2010; 105: 1580-1586. Бояд гуфт,Садо Ояндасоз]
  • Pedersen W., Мастака А., Вихстром Л. Проблемаҳои рафтор ва оғози каннабисӣ: Омӯзиши давомноки фарқияти гендерӣ. Маҳбусӣ. 2001; 96: 415-431. Бояд гуфт,Садо Ояндасоз]
  • Ream GL, Elliott LC, Dunlap E. Истифодаи видеофилмҳои видеоӣ ҳангоми истифодаи ё ҳис кардани таъсири моддаҳо: Ассотсиатсияҳо бо мушкилоти истифодаи модда. International Journal of Research Environmental and Health. 2011; 8: 3979-3998. Бояд гуфт,Матолиби марбут ба PMC] [Садо Ояндасоз]
  • Rehbein F., Kleinmann M., Mediasci G., Möβle T. Пешгирии вобастагии бозиҳои видеоӣ дар наврасӣ: Натиҷаҳои як тадқиқоти умумитаи Олмон. Cyber-psychology, Behavior, ва Шабакаи иҷтимоӣ. 2010; 13: 269-277. Бояд гуфт,Садо Ояндасоз]
  • Ротман К.Ҷ., Гренландия С., Лаш TL (нашри сеюм.) Филаделфия: Липпкотт Уилямс ва Уилкинс; 2008. Эпидемиологияи муосир.
  • Skoric MM, Teo LLC, Neo RL Кӯдакон ва бозиҳои видеоӣ: Маҳбусӣ, машғулият ва дастовардҳои мактабӣ. Киберпсихология ва рафтор. 2009; 12: 567-572. [Садо Ояндасоз]
  • Verbeek M. Нашри чорум. Чичестер: Ҷон Вили ва Писарон; 2012. Дастур оид ба эконометрикаи муосир.
  • von Salis M., Vogelgesang J., Кристен А., Oppl C. Имконияти бозиҳои шадиди электронӣ ва рафтори зӯроварона дар байни кӯдакон: Оғози курсии поёнӣ? Психологияи ВАО 2011; 14: 233-258.
  • Wooldridge JM Cambridge, MA: Press MIT; 2001. Таҳлили иқтисодии қисматҳои марҳилавӣ ва панел.