(CAUSATION) Mối liên hệ hai chiều giữa Rối loạn chơi game tự báo cáo và Rối loạn tăng động thiếu chú ý của người lớn: Bằng chứng từ một mẫu nam thanh niên Thụy Sĩ (2018)

Trước mặt. Tâm thần học, 11 Tháng 12 2018 | https://doi.org/10.3389/fpsyt.2018.00649

Simon Marmet1*, Joseph Studer1, Véronique S. Grazioli1 và Gerhard1,2,3,4

  • 1Trung tâm điều trị rượu, Bệnh viện Đại học Lausanne / CHUV, Lausanne, Thụy Sĩ
  • 2Nghiện Thụy Sĩ, Lausanne, Thụy Sĩ
  • 3Trung tâm Nghiện và Sức khỏe Tâm thần, Toronto, ON, Canada
  • 4Khoa Khoa học Xã hội và Sức khỏe, Đại học West of England, Frenchay, Bristol, Vương quốc Anh

Bối cảnh: Rối loạn nghiện game (GD) được chứng minh là có thể xảy ra đồng thời với rối loạn tăng động giảm chú ý (ADHD), tuy nhiên, cho đến nay, rất ít nghiên cứu đã điều tra mối liên hệ theo thời gian giữa hai chứng bệnh này.

Phương pháp: Mẫu nghiên cứu bao gồm 5,067 nam thanh niên người Thụy Sĩ (tuổi trung bình là 20 tuổi ở đợt khảo sát thứ nhất và 25 tuổi ở đợt khảo sát thứ ba). Các công cụ đo lường là Thang đo Nghiện trò chơi (Game Addiction Scale) và Thang đo Tự báo cáo ADHD ở người lớn (Adult ADHD Self-Report Scale - bộ câu hỏi sàng lọc 6 mục). Các mối liên hệ theo thời gian được kiểm tra bằng cách sử dụng mô hình tự hồi quy chéo trễ (autoregressive cross-lagged models) cho các chỉ số nhị phân về Nghiện trò chơi (GD) và ADHD, cũng như các chỉ số liên tục cho điểm số GD và các thang đo phụ về mất tập trung và tăng động của ADHD.

Kết quả: ADHD ở tuổi 20 làm tăng nguy cơ mắc GD ở tuổi 25 (probit = 0.066 [0.023, 0.109]; p = 0.003). GD ở tuổi 20 cũng làm tăng nguy cơ mắc ADHD ở sóng 3 (probit = 0.058 [0.013, 0.102]; p = 0.011). Chỉ có phân đoạn không chú ý ADHD cho thấy mối quan hệ dọc hai chiều với điểm GD (Beta được chuẩn hóa từ không chú ý ở độ tuổi 20 đến điểm GD ở tuổi 25: 0.090 [0.056, 0.124]; p <0.001; từ điểm GD ở tuổi 20 đến không chú ý ở tuổi 25: 0.044 [0.016, 0.071]; p = 0.002), trong khi mối liên hệ giữa phân đoạn tăng động và GD không đáng kể.

Thảo luận: Rối loạn phổ tự kỷ (GD) có mối liên hệ hai chiều theo thời gian với rối loạn tăng động giảm chú ý (ADHD), trong đó ADHD làm tăng nguy cơ mắc GD và GD làm tăng nguy cơ mắc ADHD, và chúng có thể củng cố lẫn nhau. Những mối liên hệ này có thể liên quan nhiều hơn đến thành phần thiếu tập trung của ADHD hơn là thành phần tăng động của ADHD. Những người mắc ADHD hoặc GD nên được sàng lọc để phát hiện rối loạn còn lại, và các biện pháp phòng ngừa GD nên được đánh giá ở những người mắc ADHD.

Giới thiệu

Rối loạn chơi game

Chơi game video là một hoạt động phổ biến trong giới trẻ. Mặc dù chơi game là một hoạt động giải trí không có gì khó hiểu như nhiều người khác đối với hầu hết mọi người (1), điều này gây ra một số vấn đề cho một số người, cuối cùng dẫn đến rối loạn chơi game (GD), theo đó ước tính tỷ lệ hiện mắc trong các cuộc điều tra dân số đại diện ở quốc gia vị thành niên châu Âu nằm trong khoảng từ 1 đến 5% (2–4). Tỷ lệ phổ biến có thể cao hơn ở các nước châu Á (4, 5). GD thường xuyên hơn ở các nhóm tuổi trẻ hơn và nam giới (3, 4, 6). GD đã được định nghĩa là việc sử dụng quá mức và bắt buộc các trò chơi video dẫn đến các vấn đề xã hội và / hoặc cảm xúc (7). Nó cũng có liên quan đến một số vấn đề sức khỏe tâm thần như trầm cảm lớn, rối loạn tăng động giảm chú ý (ADHD), lo lắng và ám ảnh / lo lắng xã hội (8, 9). Có một số tranh cãi về việc liệu GD có nên được dán nhãn là nghiện / rối loạn hành vi (tức là không có chất) hay không (10–12). Nó không được bao gồm như vậy trong phiên bản thứ năm hiện tại của Sổ tay chẩn đoán và thống kê các rối loạn tâm thần (DSM-5) (13). Tuy nhiên, một kiểu con GD, cụ thể là rối loạn chơi game trên internet, đang được xem xét để đưa vào như một rối loạn tâm thần trong DSM-5. GD cũng không được bao gồm trong Phân loại bệnh quốc tế hiện tại (ICD-10), nhưng nó sẽ được bao gồm dưới dạng rối loạn chơi trò chơi trên mạng trong vụ việc sắp tới của ICD-11 (14), không có tiền tố Internet, không giống như trong DSM-5. Các thuật ngữ khác nhau được sử dụng cho chứng rối loạn chơi trò chơi trên mạng, trong đó đáng chú ý là trò chơi cờ bạc có liên quan đến trò chơi cờ bạc, hay trò chơi cờ bạc có liên quan đến trò chơi cờ bạc có thể sử dụng ở đây vì nó được sử dụng trong DSM-5 và ICD-11. thuật ngữ phổ biến trong tương lai. Nghiên cứu hiện tại điều tra theo chiều dọc cách GD có liên quan đến một rối loạn phổ biến khác ở nam giới trẻ, đó là ADHD.

Rối loạn tăng động thái chú ý chú ý (ADHD)

ADHD được phân loại là một rối loạn phát triển thần kinh. Nó được đặc trưng bởi hai thành phần: không tập trung (ví dụ, thường bị phân tâm) và hiếu động thái quá (ví dụ, một sự thôi thúc di chuyển) (13). Tỷ lệ mắc ADHD ở trẻ em trong độ tuổi đi học dao động từ khoảng 5 đến 7% (15). Tuy nhiên, các nghiên cứu đã chỉ ra rằng các triệu chứng của ADHD có thể kéo dài đến tuổi trưởng thành trong khoảng một phần hai trường hợp và ADHD có thể ảnh hưởng đến nhiều như 2.5 đến 5% của dân số nói chung (15). Không được điều trị, ADHD có liên quan đến các vấn đề về hành vi, cảm xúc, xã hội, học thuật và nghề nghiệp (15). Hơn nữa, ADHD cũng được phát hiện có liên quan đến các vấn đề sức khỏe tâm thần và rối loạn gây nghiện (16–20), cũng như với sự hài lòng cuộc sống thấp hơn (21).

ADHD và chơi game

Đã có tương đối ít nghiên cứu về mối liên hệ giữa GD và ADHD. Điều này một phần là do trước khi DSM-5 bao gồm Internet GD như một điều kiện để nghiên cứu thêm, trong 2013, Internet GD thường được nghiên cứu cùng với nghiện internet và chỉ sau đó là một điều kiện độc lập (22). Trong một đánh giá gần đây, González-Bueso và Santamaría (8) đã xác định tám nghiên cứu điều tra mối liên hệ giữa rối loạn chơi game trên internet và ADHD cụ thể, trong đó bảy nghiên cứu (85%) đã báo cáo một mối liên quan quan trọng, bốn trong số này báo cáo kích thước hiệu ứng lớn (OR ≥ 4.25). Nghiên cứu dài hạn duy nhất (23) bao gồm trong đánh giá của họ báo cáo không có mối liên quan giữa GD và ADHD. Một đánh giá trước đó cũng tìm thấy những hiệp hội này (22). Một nghiên cứu dài hơn gần đây về một mẫu thanh thiếu niên (với thanh thiếu niên có nguy cơ mắc bệnh GD quá cao), không bao gồm trong các đánh giá trên, cho thấy sự hiếu động / không chú ý được báo cáo của phụ huynh dự đoán internet tự báo cáo GD 1 năm sau, nhưng tự Internet GD được báo cáo không dự đoán đáng kể sự hiếu động / không chú ý được báo cáo của phụ huynh 1 năm sau (24).

Liên quan đến mối liên hệ với việc giảm chú ý và tăng động giảm chú ý của ADHD, một nghiên cứu khác gần đây đã báo cáo rằng các vấn đề về sự chú ý (chỉ đo mức độ giảm chú ý) ở thanh thiếu niên đã dự đoán Internet GD 1 năm sau đó (25). Một nghiên cứu cắt ngang trên 205 người trưởng thành cũng cho thấy rằng GD chỉ liên quan đến mức độ thiếu chú ý của ADHD chứ không phải mức độ tăng động giảm chú ý của nó (26). Ngược lại, một nghiên cứu ở trẻ nhỏ (27) nhận thấy rằng phạm vi phụ không chú ý có liên quan mạnh mẽ hơn với GD ở trẻ em gái, trong khi đó, tiểu cảnh tăng động có liên quan mạnh hơn với GD ở trẻ em trai.

Một số lý thuyết đã được đề xuất cho liên kết giữa ADHD và GD. Ví dụ, mô hình kích thích tối ưu, giáo dục, đề xuất rằng những người bị ADHD có ngưỡng cao hơn để đạt đến mức kích thích dễ chịu, và kích thích thị giác và âm thanh nhanh chóng trong các trò chơi máy tính cần phản ứng vận động nhanh có thể là một cách để đạt đến cấp độ này (27). Một lý thuyết khác, lý thuyết về sự chán nản chậm trễ, gợi ý rằng những người bị ADHD thích phần thưởng tức thì nhỏ hơn phần thưởng bị trì hoãn lớn hơn và các trò chơi trên máy tính có thể cung cấp phần thưởng ngay lập tức và liên tục như vậy (27). Hơn nữa, những người bị ADHD có thể bị hội chứng thiếu phần thưởng với sự thiếu hụt trong dẫn truyền thần kinh dopamine: các trò chơi video dẫn đến việc giải phóng dopamine đáng kể có thể, do đó, là một cách để đối phó với sự thiếu hụt phần thưởng này (28). Cơ chế tương tự cũng có thể giải thích độ hấp thụ cao giữa ADHD và rối loạn sử dụng chất (SUD). Panagiotidi (26) cũng đề xuất rằng chơi game có thể cải thiện sự chú ý trực quan, có xu hướng bị suy yếu ở những người bị ADHD, do đó họ có thể chơi game như một phương tiện để chống lại sự thiếu hụt này. Thật vậy, một đánh giá gần đây (3) đã tìm thấy một mối liên hệ giữa chơi trò chơi video và sự chú ý trực quan, tuy nhiên, mối liên hệ này khá nhỏ và mối quan hệ nhân quả vẫn chưa được thiết lập. Tuy nhiên, trong khi một số lý thuyết giải thích mối liên hệ giữa GD và ADHD tồn tại, hiện tại vẫn thiếu bằng chứng thực nghiệm ủng hộ các lý thuyết này và vẫn có khả năng không có mối liên hệ nhân quả giữa ADHD và GD.

Hầu hết các giải thích và nghiên cứu đã tập trung vào cách ADHD dẫn đến GD, mặc dù một số giải thích cho mối quan hệ theo hướng khác cũng đã được đề xuất. Đáng chú ý, các triệu chứng ADHD có thể làm cho việc chơi game trở nên hấp dẫn hơn, trong khi đó, việc chơi game tăng lên có thể làm trầm trọng thêm các triệu chứng ADHD bằng cách cung cấp một hoạt động liên tục củng cố sự khinh miệt chính xác, phản ứng nhanh, cần được khen thưởng ngay lập tức và không chú ý29). Một nghiên cứu ở trẻ em và thanh thiếu niên (30. Một nghiên cứu khác (31) thậm chí còn tìm thấy mối liên hệ hai chiều giữa tiếp xúc với trò chơi video và các vấn đề về chú ý, cho thấy rằng trẻ em có vấn đề về chú ý có thể dành nhiều thời gian hơn để chơi, điều này có thể làm tăng các vấn đề về chú ý sau này của chúng. Các tác giả cũng gợi ý rằng phương tiện truyền thông màn hình điện tử, ví dụ như trò chơi điện tử, đặc biệt là những trò chơi liên quan đến bạo lực, có thể rất thú vị và theo thời gian, làm tăng ngưỡng kích thích mong muốn của một cá nhân, sau đó có thể dẫn đến vấn đề tập trung vào các hoạt động kém thú vị hơn như công việc hoặc học tập ("giả thuyết về sự phấn khích") (31). Một giả thuyết khác, giả thuyết về sự dịch chuyển của người, cho rằng các cá nhân dành nhiều thời gian chơi game dành ít thời gian hơn với các hoạt động phù hợp hơn về mặt nhận thức và thể chất có thể cải thiện khả năng tập trung của họ (27, 31).

Mục đích

Nghiên cứu này nhằm mục đích kiểm tra lại mối liên quan giữa GD và ADHD trong một mẫu theo chiều dọc của nam giới trẻ Thụy Sĩ. Đầu tiên, chúng tôi điều tra xem dữ liệu của chúng tôi có xác nhận các mối liên quan cắt ngang giữa GD và ADHD và ADHD là các chỉ số phụ của sự kém chú ý và tăng động hay không. Trong bước thứ hai, chúng tôi đã kiểm tra mối liên hệ theo chiều dọc giữa GD và ADHD bằng cách sử dụng mô hình độ trễ chéo tự động hồi phục (ARCL). Mô hình đã kiểm tra xem liệu ADHD ở tuổi 20 có liên quan đến GD ở tuổi 25 hay không, GD ở tuổi 20 có liên quan đến ADHD ở tuổi 25 hay không, hoặc liệu có mối liên hệ hai chiều giữa GD và ADHD hay không. Chúng tôi cũng đã kiểm tra GD cho các mối liên hệ theo chiều dọc với việc giảm chú ý và tăng động của ADHD. Trong bước thứ ba, chúng tôi kiểm tra xem những người tham gia có ADHD và GD ở làn sóng 1 (khoảng 20 tuổi) có kết quả tồi tệ hơn với cả hai rối loạn đó ở làn sóng 3 (khoảng 25 tuổi) so với những người tham gia chỉ GD hoặc chỉ ADHD hay không, như cũng như một số kết quả khác có thể liên quan đến ADHD hoặc GD, cụ thể là trầm cảm nặng, sức khỏe tâm thần, sự hài lòng trong cuộc sống và hiệu suất kém ở nơi làm việc hoặc trường học.

Phương pháp

Mâu

Mẫu bắt nguồn từ Nghiên cứu đoàn hệ về các yếu tố rủi ro sử dụng chất (C-SURF; www.c-lướt.ch). Nghiên cứu này theo một mẫu lớn thanh niên Thụy Sĩ được tuyển dụng ở tuổi vị thành niên đến tuổi trưởng thành, với các điểm đo ở độ tuổi khoảng 20, 21 và 25, với nhiều sóng đo lường hơn đang được lên kế hoạch. Mục đích chính của nghiên cứu là đánh giá các mô hình, quỹ đạo và các yếu tố rủi ro hoặc bảo vệ liên quan đến việc sử dụng chất và các hành vi không liên quan đến chất ở những người đàn ông trẻ này (32, 33).

Ghi danh cho đánh giá cơ bản đã diễn ra giữa tháng 8 2010 và tháng 11 2011 tại ba trong số sáu trung tâm tuyển dụng quân đội quốc gia Thụy Sĩ, nằm ở Lausanne, Windisch và Mels (bao gồm 21 ra khỏi các bang Thụy Sĩ), trong quá trình tuyển dụng cho nghĩa vụ quân sự. Các quy trình này là bắt buộc đối với tất cả nam thanh niên Thụy Sĩ ở độ tuổi 26, do đó việc lấy mẫu trong dịp này có lợi thế là bao phủ hầu hết nam thanh niên của đoàn hệ đó. Các câu trả lời cho các câu hỏi độc lập với các thủ tục của quân đội khi các cá nhân trả lời riêng tại nhà và bảo mật từ quân đội được đảm bảo. Người tham gia có thể chọn giữa các bảng câu hỏi trên giấy cho mỗi thư hoặc bảng câu hỏi trực tuyến có thể truy cập bằng một liên kết được gửi trên mỗi email. Tổng số 20 của nam thanh niên đã được yêu cầu tham gia vào nghiên cứu và cuối cùng 13,237 đã đồng ý bằng văn bản để tham gia vào nghiên cứu, trong đó 7,556 đã trả lại bảng câu hỏi cơ bản (wave 5,987) và 1 trả lại câu hỏi tiếp theo thứ hai ( sóng 5,516) giữa tháng 4 3 và tháng 3 2016. Để tăng tỷ lệ trả lời, những người tham gia không trả lời bảng câu hỏi sau khi nhắc nhở tiêu chuẩn được khuyến khích bởi những người phỏng vấn được đào tạo thông qua các cuộc gọi điện thoại để tham gia (33).

Nghiên cứu hiện tại bao gồm tất cả những người tham gia 5,125 (tỷ lệ duy trì 85.6%) đã trả lời các câu hỏi cơ bản và câu hỏi tiếp theo thứ hai. Trong số đó, những người tham gia 58 (1.1%) bị thiếu các giá trị GD hoặc ADHD trong các sóng 1 hoặc 3 đã bị loại trừ, khiến những người tham gia 5,067 được đưa vào phân tích hiện tại của chúng tôi. Những người tham gia đã nhận được chứng từ (50 CHF mỗi bảng câu hỏi) dưới dạng bồi thường cho những nỗ lực của họ. Dữ liệu từ sóng 2 không được sử dụng (ngoại trừ việc đưa ra các giá trị bị thiếu, xem phần phân tích thống kê) vì biện pháp cho ADHD chỉ được bao gồm trong sóng 1 và 3. Giao thức nghiên cứu đã được phê duyệt bởi Ủy ban đạo đức nghiên cứu con người của Canton Vaud (Giao thức số 15 / 07).

Các biện pháp

Rối loạn chơi game và ADHD

Rối loạn chơi game

Rối loạn chơi game (GD, tháng 6 cuối cùng) được đo bằng Thang đo nghiện trò chơi (GAS) (7), đã được dịch sang tiếng Đức và tiếng Pháp cho nghiên cứu này. Thang đo bao gồm bảy mục loại Likert với năm tùy chọn phản hồi khác nhau, từ 0 (không bao giờ) đến 4 (rất thường xuyên) và những người tham gia đã trả lời ít nhất ba mục với số điểm ít nhất là 2 (đôi khi) được định nghĩa là trình bày GD, theo đề xuất của Lemmens và Valkenburg (7). Ngoài ra, một số điểm liên tục là tổng của bảy mục đã được sử dụng (từ 0 đến 28). Từ ngữ của GAS thay đổi một chút giữa sóng 1 và sóng 3. Trong wave 1, từ ngữ bao gồm, ngoài chơi game, thời gian dành cho internet (ví dụ: Bạn có cảm thấy buồn khi không thể chơi hoặc dành thời gian trên internet?Mùi; phần in nghiêng đã được thêm vào và khác với từ ngữ ban đầu của GAS). Điều này đã được thực hiện, bởi vì tại thời điểm câu hỏi về sóng 1 được phát triển, người ta đã nghĩ rằng rất nhiều trò chơi liên quan đến các hoạt động trên internet và GD có thể là không thể nếu không dành thời gian trên internet (trò chơi trực tuyến). Sau DSM-5 (13), được phát hành vào năm 2013, bao gồm Internet GD như một điều kiện để nghiên cứu thêm, rõ ràng là việc chơi game sau đó phải được đo lường rõ ràng và không bị trộn lẫn với thời gian dành cho internet và Thang điểm nghiện game ban đầu (không thêm tham chiếu đến internet trong từ ngữ của các câu hỏi) do đó đã được sử dụng trong làn sóng 3. Để giải thích sự khác biệt trong cách diễn đạt của GAS trong làn sóng 1 và làn sóng 3, để cải thiện khả năng so sánh giữa các làn sóng và để giảm dương tính giả, điểm GD của những người tham gia đã không chơi trò chơi ít nhất hàng tuần (và do đó có thể có điểm GAS do việc sử dụng Internet không liên quan đến trò chơi) được đặt thành 0 trong cả hai đợt. Cronbach's Alpha cho thang đo GAS là 0.895 trong sóng 1 và 0.868 trong sóng 3.

Rối loạn tăng động giảm chú ý của người lớn

Rối loạn tăng động giảm chú ý ở người lớn (ADHD, tháng 12 cuối cùng) được đo bằng phiên bản sàng lọc sáu mục của Thang đo tự báo cáo ADHD dành cho người lớn (ASRS-v1.1) (34) được phát triển bởi Tổ chức Y tế Thế giới (WHO) và dựa trên các tiêu chuẩn chẩn đoán DSM-IV (35). Bốn mục đánh giá phân tích không chú ý ADHD và hai mục đánh giá phân tích tăng động của nó (xem Bảng 2). Các tùy chọn phản hồi nằm trên thang đo Likert năm điểm, từ 0 (không bao giờ) đến 4 (rất thường xuyên). Để xây dựng thước đo nhị phân của ADHD, các mục đã được phân đôi ít nhất là 2 (đôi khi) cho ba mục đầu tiên và ít nhất là 3 (thường) cho ba mục cuối cùng, Elena và ADHD được định nghĩa là sự hiện diện của ít nhất các triệu chứng 4 theo đề xuất của các tác giả của thang đo (34). Để phân tích liên quan đến các thang điểm ADHD liên tục của sự kém chú ý và tăng động, giá trị trung bình của các mục trong thang đo Likert (với các giá trị nằm trong khoảng từ 0 đến 4) đã được tính toán. Cronbach's Alpha cho thang ADHD là 0.798 trong sóng 1 và 0.778 trong sóng 3.

Cân sử dụng chất gây nghiện

Rối loạn sử dụng rượu

Rối loạn sử dụng rượu (AUD, tháng 12 cuối cùng) được đo bằng các vật phẩm 12 cho tiêu chí 11 DSM-5 (13, 36, 37) cho AUD ở định dạng có / không. Mức giới hạn vừa phải (5+) của DSM-4 được sử dụng để xác định AUD. Cronbach's Alpha cho thang AUD là 0.729 trong sóng 1 và 0.696 trong sóng 3.

Rối loạn sử dụng cần sa

Rối loạn sử dụng cần sa (tháng 12 cuối cùng) được đo bằng phiên bản sửa đổi của Thử nghiệm xác định rối loạn sử dụng cần sa [CUDIT-R; (38), dựa trên (39)]. Bài kiểm tra bao gồm các vật phẩm loại Likert năm điểm 8 khác nhau, từ 0 (không bao giờ) đến 4 (hàng ngày hoặc gần như hàng ngày), thước đo tần suất sử dụng cần sa từ 1 (hàng tháng hoặc ít thường xuyên hơn) đến 4 (bốn lần trở lên mỗi tuần) và một mục có hai tùy chọn phản hồi, 0 (hút cần sa để giải trí) hoặc 4 (hút cần sa theo thói quen). 8 trong số 40 điểm có thể được sử dụng để xác định rối loạn sử dụng cần sa. Cronbach's Alpha cho thang đo mức độ rối loạn sử dụng cần sa là 0.894 ở sóng 1 và 0.906 ở sóng 3.

Rối loạn sử dụng thuốc lá

Rối loạn sử dụng thuốc lá (tháng 12 cuối cùng) được đánh giá bằng sáu mục từ Thử nghiệm Fagerström cho sự phụ thuộc vào Nicotine (FTND (40). 3 trong số 10 điểm có thể được sử dụng để xác định rối loạn sử dụng thuốc lá. Cronbach's Alpha cho thang đo mức độ rối loạn sử dụng thuốc lá là 0.719 ở làn sóng 1 và 0.702 ở làn sóng 3.

Suy nhược chính và Sức khỏe Tâm thần

Triệu chứng trầm cảm chính

Các triệu chứng trầm cảm nặng trong 2 tuần qua được đo bằng cách sử dụng Kiểm kê trầm cảm chính của WHO (41), bao gồm các câu lệnh loại Likert sáu điểm 12 đo các tiêu chí 10 và từ phạm vi 0 (không bao giờ) đến 5 (luôn luôn); hai tiêu chí được đánh giá bằng cách sử dụng hai câu, mỗi câu chỉ có giá trị cao nhất trong hai câu được sử dụng cho điểm tổng. Tổng điểm tiêu chí, từ 0 đến 50, được sử dụng trong phân tích này. Cronbach's Alpha cho thang điểm trầm cảm lớn là 0.889 trong sóng 1 và 0.888 trong sóng 3.

Sức khỏe tâm thần

Sức khỏe tâm thần được đánh giá bằng cách sử dụng Công cụ khảo sát biểu mẫu ngắn của vật liệu nghiên cứu kết quả y tế, v12 (SF-2) (42). Các tóm tắt thành phần tinh thần đã được chuyển đổi tuyến tính thành các điểm dựa trên tiêu chuẩn (mean = 50; SD = 10). Cronbach's Alpha cho thang đo sức khỏe tâm thần SF-12 là 0.772 trong sóng 1 và 0.790 trong sóng 3.

Sự hài lòng của cuộc sống và hiệu suất kém trong công việc / trường học

Sự hài lòng của cuộc sống

Sự hài lòng của cuộc sống được đo lường bằng cách sử dụng Mức độ hài lòng với quy mô cuộc sống (43), bao gồm năm mục với bảy tùy chọn phản hồi khác nhau, từ 1 (phản đối kịch liệt) đến 7 (hoàn toàn đồng ý). Tổng các mục (từ 5 đến 35) đã được tính toán cho phân tích. Cronbach's Alpha cho thang đo mức độ hài lòng về cuộc sống là 0.772 ở sóng 3. Mức độ hài lòng về cuộc sống không được đo lường ở sóng 1.

Hiệu suất kém trong công việc / trường học

Hiệu suất kém ở nơi làm việc / trường học được đo bằng sóng 1 và sóng 3 bằng một câu hỏi duy nhất hỏi những người tham gia liệu họ có làm việc kém ở trường hoặc nơi làm việc, hoặc bị chậm trễ trong công việc, trong những tháng 12 vừa qua. Các tùy chọn phản hồi là từ không bao giờ đến 10 hoặc nhiều lần hơn. Câu hỏi này được điều chỉnh từ khảo sát của ESPAD (44).

Đối với tất cả các thang đo được sử dụng, các giá trị bị thiếu trên các mục đơn lẻ được thay thế bằng giá trị trung bình của thang đo. Nếu thiếu hơn 20% các mục của cân thì cân được coi là thiếu.

Phân tích thống kê

Thống kê mô tả đã được tính toán và những thay đổi về tỷ lệ lưu hành của GD và ADHD giữa đường cơ sở (sóng 1) và lần theo dõi thứ hai (sóng 3) đã được kiểm tra bằng các xét nghiệm chi bình phương McNemar. Sự khác biệt giữa các bên tham gia giữa những người tham gia có và không có GD đã được kiểm tra bằng hồi quy logistic. Tất cả hồi quy đã được điều chỉnh theo tuổi và khu vực ngôn ngữ. Thống kê mô tả và chuẩn bị dữ liệu được thực hiện bằng SPSS 25. Để thử nghiệm mối liên hệ dọc giữa GD và ADHD, các mô hình ARCL đã được ước tính bằng MPLUS 8.0 (45). ARCL là một dạng mô hình hóa phương trình cấu trúc thường được sử dụng để mô tả các quá trình phát triển giữa hai (hoặc nhiều) cấu trúc trên nhiều điểm thời gian [để biết tổng quan, xem (46)]. Các mối quan tâm chính của chúng tôi là các đường đi chéo thể hiện hiệu ứng theo chiều dọc của GD ở độ tuổi 20 đối với ADHD ở độ tuổi 25 và của ADHD ở độ tuổi 20 trên GD ở độ tuổi 25, có tính đến sự tự động của cùng một cấu trúc theo các thời điểm và tương quan cắt ngang giữa các cấu trúc khác nhau tại cùng một thời điểm. Đối với các số đo nhị phân của GD và ADHD, ARCL được ước tính bằng cách sử dụng công cụ ước lượng trung bình bình phương và điều chỉnh phương sai (WLSMV) có trọng số nhỏ nhất, trả về các hệ số hồi quy probit biến nhị phân. Công cụ ước tính WLSMV cho phép mối tương quan giữa các biến tại cùng một thời điểm được mô hình hóa trực tiếp. Để dễ giải thích hơn, các hệ số probit đã được chuyển thành tương đương OR. OR có thể được xấp xỉ bằng cách nhân hệ số probit với độ lệch chuẩn của phân phối logistic [(Π2 / 3) −−−−−−

= 1.81] và sau đó sử dụng hàm số mũ của hệ số kết quả (47). Đối với ARCL giữa điểm GD liên tục và các phân đoạn không tập trung và tăng động ADHD, chúng tôi đã sử dụng công cụ ước tính Khả năng tối đa mạnh mẽ (MLR), mạnh mẽ để làm lệch các biến kết cục. Ở bước thứ ba, chúng tôi đã điều tra xem liệu những người tham gia có cả GD và ADHD ở sóng 1 có tình trạng tồi tệ hơn về GD, ADHD, trầm cảm nặng, sức khỏe tâm thần, sự hài lòng trong cuộc sống và hoạt động kém ở sóng 3 không GD cũng không ADHD, hoặc với GD một mình hoặc ADHD một mình. Sự khác biệt giữa các nhóm này cũng được kiểm tra bằng hồi quy logistic cho kết quả nhị phân, với hồi quy thứ tự cho kết quả thứ tự (hiệu suất kém tại nơi làm việc hoặc trường học) và với hồi quy tuyến tính cho kết quả liên tục (thang điểm). Các áp lực đối với trầm cảm lớn, sức khỏe tâm thần và hiệu suất kém trong công việc hoặc trường học đã được điều chỉnh cho các giá trị cơ bản tương ứng của họ (ở tuổi 20). Giá trị cơ bản không có sẵn cho sự hài lòng của cuộc sống.

Cho rằng SUD được liên kết với ADHD, ví dụ:19), cũng như với GD (1), tất cả các phân tích dọc của chúng tôi đã được điều chỉnh bằng điểm số liên tục của thang đo rối loạn sử dụng rượu, thuốc lá và cần sa ở làn sóng 1 để kiểm soát tác động của SUD cùng xảy ra với GD hoặc ADHD ở làn sóng 1 trên GD và / hoặc ADHD ở làn sóng 3. Vì sự quan tâm của chúng tôi đối với các phân tích này là ảnh hưởng theo chiều dọc của GD và ADHD, các phân tích theo chiều dọc không được điều chỉnh cho SUD ở sóng 3. Ngoài ra, SUD ở sóng 3 có thể một phần là hệ quả của GD và ADHD ở sóng 1, và việc điều chỉnh chúng do đó có thể loại bỏ một phần ảnh hưởng thực sự của GA hoặc ADHD ở làn sóng 1 lên GD và ADHD ở làn sóng 3. Các giá trị bị thiếu trên các thang SUD này được tính cho 264 trường hợp trong làn sóng 1 và 49 trường hợp trong làn sóng 3, sử dụng nhiều lần áp đặt trong MPLUS 8.0 trong khuôn khổ Bayes, tạo ra 20 bộ dữ liệu được áp dụng bằng thang đo SUD cũng như sử dụng các phép đo cho ba chất trong cả ba làn sóng cộng với tuổi và ngôn ngữ. Nhìn chung, tác động của SUD lên mối liên hệ giữa GD và ADHD là nhỏ, và do đó chúng tôi chỉ hiển thị các phân tích được điều chỉnh bởi SUD trong các bảng và hình.

Kết quả

Hiệp hội cắt ngang

Bàn 1 cho thấy kết quả mô tả và tỷ lệ lưu hành của GD, ADHD và SUD. Tỷ lệ GD giảm từ 8.8% trong sóng 1 xuống 6.3% trong sóng 3 [Thử nghiệm McNemar χ2 (1)

= 29.81; p <0.001]. Tỷ lệ ADHD tăng từ 5.7% trong làn sóng 1 lên 7.6% trong làn sóng 3 [Thử nghiệm McNemar χ2 (1)

= 18.68; p <0.001]. Xét theo mặt cắt ngang, ADHD thường xuyên hơn ở những người tham gia có GD so với không có GD, trong cả hai làn sóng, với Tỷ lệ cược (OR) là 3.21 [2.39, 4.32] cho làn sóng 1 và 2.56 [1.86, 3.52] cho làn sóng 3. SUDs là không liên quan đáng kể với GD trong làn sóng 1, tuy nhiên SUDs thường xuyên hơn ở những người tham gia GD so với không có GD trong làn sóng 3. Theo đó, việc điều chỉnh SUDs chỉ thay đổi một chút mối liên quan giữa ADHD và GD trong làn sóng 1, nhưng làm giảm mối liên quan này trong làn sóng 3 (từ OR = 2.56 đến OR = 2.08). Điểm số trung bình của mỗi trong số sáu mục ADHD cao hơn ở những người tham gia với GD ở sóng 1 và 3, mặc dù điều này không cao hơn đáng kể đối với mục thứ hai của thang phụ tăng động ADHD (“được điều khiển bởi một động cơ”; Bảng 2). Cả hai điểm số phụ không chú ý và tăng động đều được liên kết ngang với GD trong các sóng 1 và 3, tuy nhiên, sự khác biệt giữa những người tham gia có và không có GD rõ ràng hơn đối với phân cảnh phụ không chú ý (xem Bảng 2). Khi cả hai phạm vi con được đưa vào mô hình hồi quy với GD là kết quả, chỉ có sự không chú ý có liên quan đáng kể với GD (Bảng 2) trong cả hai sóng.

BẢNG 1

Bảng 1. Thống kê mẫu và các mối liên hệ cắt ngang giữa rối loạn chơi game và ADHD.

BẢNG 2

Bảng 2. Sự khác nhau về phương tiện của các mục ADHD riêng lẻ và các phạm vi ADHD giữa những người tham gia có và không có rối loạn chơi game.

Hiệp hội dọc

Những người tham gia với GD ở sóng 1 có nhiều khả năng hiển thị ADHD ở sóng 3 hơn và những người tham gia với ADHD ở sóng 1 có nhiều khả năng hiển thị GD ở sóng 3 (Bảng 3). Các hiệp hội này đã được thử nghiệm bằng mô hình ARCL (Hình 1), cho thấy GD và ADHD có mối liên hệ dọc hai chiều đáng kể, ngay cả khi xem xét tương quan tự động của cùng một biện pháp theo thời gian và tương quan giữa GD và ADHD tại cùng một thời điểm. Hệ số cho ADHD ở sóng 1 trên GD ở sóng 3 là tương tự (probit chuẩn hóa = 0.066 [0.023, 0.109]; p = 0.003; tương ứng với OR của 1.72) với hệ số cho GD ở sóng 1 trên ADHD ở sóng 3 (probit chuẩn hóa = 0.058 [0.013, 0.102]; p = 0.011; tương ứng với OR của 1.47). Các điều chỉnh cho SUD chỉ có tác động nhỏ đến các đường dẫn chéo (hệ số chưa được điều chỉnh cho SUD là 0.078 và 0.057, kết quả không được hiển thị).

BẢNG 3

Bảng 3. Tỷ lệ và điểm số của rối loạn chơi game và ADHD trong sóng 3 là một chức năng của rối loạn chơi game và trạng thái ADHD tại sóng 1.

HÌNH HÌNH

Hình 1. Mô hình độ trễ chéo tự động giữa các biện pháp nhị phân cho rối loạn chơi game và ADHD. Tất cả các đường dẫn được hiển thị đều có ý nghĩa tại p <05 cấp. WLSMV là công cụ ước tính được sử dụng. Hệ số là probit chuẩn hóa. Điều chỉnh theo độ tuổi, ngôn ngữ và rối loạn sử dụng chất gây nghiện ở sóng 1. ADHD, rối loạn tăng động giảm chú ý.

Liên quan đến mối liên hệ dọc giữa điểm số dưới mức ADHD và điểm GD, ARCL bao gồm điểm GD và điểm phụ không chú ý và tăng động ADHD chỉ cho thấy đáng kể (đáng chú ý là hai chiều; xem Hình 2) các mối liên quan giữa điểm GD và phân nhóm không chú ý ADHD (Beta được chuẩn hóa từ không chú ý ở độ tuổi 20 đến điểm GD ở tuổi 25: 0.090 [0.056, 0.124]; p <0.001; từ điểm GD ở tuổi 20 đến không chú ý ở tuổi 25: 0.044 [0.016, 0.071]; p = 0.002). Tiểu cảnh tăng động ADHD cho thấy không có mối liên hệ dọc đáng kể nào với điểm GD (Beta được chuẩn hóa từ tăng động ở tuổi 20 đến điểm GD ở tuổi 25: −0.025 [−0.054, 0.005]; p = 0.102; từ điểm GD ở tuổi 20 đến tăng động ở tuổi 25: 0.004 [−0.023, 0.031]; p =

HÌNH HÌNH

Hình 2. Mô hình độ trễ chéo tự động giữa các biện pháp rối loạn chơi game liên tục và các phạm vi không tập trung và hiếu động của ADHD. GD, rối loạn chơi game; Vô tâm, vô tâm; Tăng động, hiếu động thái quá. Chỉ đáng kể (p <.05) hệ số được hiển thị. Các đường dẫn màu xám đã được ước tính, nhưng không đáng kể. MLR là công cụ ước tính được sử dụng. Hệ số được tiêu chuẩn hóa beta. Được điều chỉnh cho các rối loạn về tuổi, ngôn ngữ và sử dụng chất kích thích ở làn sóng 1.

Kết quả của những người tham gia với Comorbid GD và ADHD

Như thể hiện trong Bảng 3, tỷ lệ phổ biến GD ở làn sóng 3 cao nhất ở những người tham gia có GD và ADHD ở làn sóng 1 (32.3%), tiếp theo là những người chỉ có GD ở làn sóng 1 (20.4%) và sau đó là những người chỉ có ADHD ở làn sóng 1 (8.0%) . Những người này vẫn cho thấy GD thường xuyên hơn những người tham gia không có GD và ADHD ở làn sóng 1 (4.6%). Do đó, chỉ có ADHD ở làn sóng 1 có liên quan đến tỷ lệ GD cao hơn ở làn sóng 3 so với những người tham gia không có GD và ADHD ở làn sóng 1 [chưa điều chỉnh OR = 1.81 [1.10, 3.00]; sau khi điều chỉnh độ tuổi, ngôn ngữ và SUDs, hệ số (OR = 1.60 [0.95, 2.69]) thấp hơn mức ý nghĩa]. Hơn nữa, GD ở làn sóng 1 có nhiều khả năng tồn tại ở làn sóng 3 ở những người tham gia ADHD và GD ở làn sóng 1 hơn so với những người tham gia chỉ GD ở làn sóng 1 (hệ số chưa điều chỉnh là 1.87 [1.05, 3.32], tuy nhiên, sau khi điều chỉnh theo tuổi , ngôn ngữ và SUDs, hệ số kết quả có mức ý nghĩa thấp hơn: OR = 1.73 [0.96, 3.12]). Mặt khác, mặc dù GD ở làn sóng 1 có liên quan đến sự khởi phát mới của ADHD trong làn sóng 3 (9.1% so với 5.7% ở nhóm tham chiếu: OR = 1.63 [1.12, 2.36]), ADHD không dai dẳng hơn trong làn sóng 3 giữa những người tham gia có GD và ADHD ở làn sóng 1 (33.8%) so với những người tham gia chỉ có ADHD ở làn sóng 1 (35.1%; OR điều chỉnh = 0.92 [0.51, 1.66]). Cuối cùng, sự kết hợp giữa ADHD và GD trong làn sóng 3 là thường xuyên nhất (10.8%) ở những người tham gia đã có ADHD và GD ở làn sóng 1, nhưng tỷ lệ tồn tại của sự kết hợp này (10.8%) không cao lắm.

Những người tham gia có sự kết hợp giữa GD và ADHD ở sóng 1 có điểm số tồi tệ nhất cho tất cả các kết quả khác được đo (Bảng 4): điểm số cao nhất về trầm cảm lớn, điểm thấp nhất về sức khỏe tâm thần và sự hài lòng trong cuộc sống và tần suất hoạt động kém nhất ở nơi làm việc hoặc trường học. Những người tham gia chỉ có ADHD ở sóng 1 có kết quả tốt hơn một chút so với những người có GD và ADHD ở sóng 1; những người tham gia chỉ có GD ở sóng 1 vẫn tốt hơn (mặc dù không phải tất cả các hệ số đều có ý nghĩa) và những người không có GD và ADHD ở sóng 1 có kết quả tích cực nhất khác.

BẢNG 4

Bảng 4. Điểm số cho trầm cảm lớn, sức khỏe tâm thần, sự hài lòng của cuộc sống và hiệu suất kém tại nơi làm việc / trường học là một chức năng của rối loạn chơi game và tình trạng ADHD tại sóng 1.

Thảo luận

Nghiên cứu này nhằm kiểm tra lại mối liên quan giữa (GD) và rối loạn tăng động giảm chú ý (ADHD) trong một mẫu dọc của nam thanh niên Thụy Sĩ. Tại cả hai điểm đo, GD thường xuyên hơn đáng kể (HOẶC sóng 1: 3.21 [2.39, 4.32]; HOẶC sóng 3: 2.56 [1.86, 3.52]) trong số những người tham gia ADHD so với những người không mắc ADHD. Tương tự, ADHD thường xuyên hơn ở những người tham gia có GD so với những người không có GD. Những phát hiện này rất phù hợp với các nghiên cứu hiện tại cho thấy mối liên hệ cắt ngang giữa GD và ADHD (8). Điều quan trọng, nghiên cứu của chúng tôi cũng xác định các hiệp hội theo chiều dọc ở cả hai hướng: ADHD ở độ tuổi 20 làm tăng nguy cơ GD ở tuổi 25 và GD ở tuổi 20 làm tăng nguy cơ mắc ADHD ở tuổi 25. Cho đến nay, chỉ có vài nghiên cứu điều tra các hiệp hội theo chiều dọc (8) giữa ADHD và GD, và, theo hiểu biết tốt nhất của các tác giả, không có nghiên cứu nào cho thấy mối liên hệ hai chiều giữa ADHD và GD.

Một số lý thuyết đã được đề xuất liên quan đến các cơ chế liên quan cơ bản giữa ADHD và chơi game. Đáng chú ý, chơi game có thể kích thích tối ưu các cá nhân mắc ADHD bằng cách cung cấp một hoạt động thú vị với phần thưởng ngay lập tức: do đó có thể là một cách để đối phó với các triệu chứng của ADHD. Tuy nhiên, vì chơi game cung cấp chính xác những gì người bị ADHD có thể thích, nên việc tiếp xúc thường xuyên với một kích thích mạnh như vậy có thể lần lượt củng cố các triệu chứng ADHD (29) và dẫn đến ít quan tâm đến các hoạt động quan trọng khác như công việc hoặc trường học. Chơi game cũng có thể sử dụng một lượng lớn thời gian trong ngày của một cá nhân, giảm thêm thời gian dành cho các hoạt động khác có thể ít gây vấn đề hơn hoặc thậm chí ảnh hưởng tích cực đến quá trình ADHD (27, 31). Những ảnh hưởng của việc tiếp xúc với chơi trò chơi video thậm chí có thể được khuếch đại nếu kết hợp với các triệu chứng rối loạn chức năng của GD, chẳng hạn như bận tâm hoặc ám ảnh với chơi game hoặc thậm chí các triệu chứng cai khi không thể chơi. Tuy nhiên, điều quan trọng cần lưu ý là không có giải thích tiềm năng nào cho mối liên hệ giữa GD và ADHD đã được sao lưu với đầy đủ bằng chứng cho đến nay, rõ ràng cần có nhiều nghiên cứu hơn về cơ chế liên kết GD và ADHD.

Vô tâm so với hiếu động

Một phát hiện nữa là các phân đoạn không tập trung và hiếu động của ADHD cũng cho thấy mối liên hệ cắt ngang đáng kể với GD. Tuy nhiên, nếu cùng tham gia vào mô hình hồi quy, chỉ có sự không chú ý vẫn còn có ý nghĩa, chỉ ra rằng liên kết giữa ADHD và GD có thể được chiếm chủ yếu bởi biến này. Tương tự, mô hình ARCL sử dụng cả hai phạm vi ADHD liên tục và điểm GD cho thấy rằng mối liên kết giữa ADHD và GD (theo cả hai hướng) bị chi phối bởi tiểu cảnh không chú ý, với các liên kết theo chiều dọc cho phạm vi siêu tăng động là không đáng kể (và thậm chí hơi tiêu cực). Phát hiện này phù hợp với những nghiên cứu từ một nghiên cứu cắt ngang trước đó (26) của người lớn 205, nhận thấy rằng phân đoạn siêu hoạt động không liên quan đáng kể với GD. Panagiotidi (26) đề xuất rằng một lời giải thích tiềm năng cho mối liên hệ giữa phân nhóm không chú ý ADHD và GD là chơi game đã cải thiện sự chú ý trực quan và do đó, những người bị ADHD có thể sử dụng chơi game như một hình thức tự dùng thuốc cho những người khiếm khuyết để họ chú ý. Mặt khác, một nghiên cứu về trẻ nhỏ (27) nhận thấy rằng phạm vi phụ tăng động có liên quan mạnh mẽ hơn với GD ở các bé trai, trong khi đó, phạm vi không chú ý có liên quan mạnh hơn với GD ở các bé gái. Tuy nhiên, thực tế là mẫu này trẻ hơn nhiều (tuổi trung bình là 5.8) và do đó, bảng câu hỏi do cha mẹ của họ điền vào, khiến những kết quả này khó so sánh với chúng ta. Lopez và cộng sự (48) cũng báo cáo rằng các vấn đề lạm dụng chất gây nghiện, có thể chia sẻ một số cơ chế với nghiện hành vi, thường xảy ra ở những người có phân nhóm không tập trung và tăng động so với những người có phân nhóm chủ yếu không tập trung. Chắc chắn có nhiều nghiên cứu cần thiết hơn về sự liên kết của các thành phần ADHD với GD.

Kết quả của người tham gia với GD và ADHD

Nghiên cứu hiện tại đã kiểm tra xem những người có GD và ADHD ở độ tuổi 20 có kết quả tồi tệ hơn ở tuổi 25 so với những người chỉ có GD hoặc chỉ ADHD. Kết quả của chúng tôi cho thấy GD có thể đã tồn tại lâu hơn (nghĩa là hiện diện trong sóng 1 và 3) trong số những người mắc ADHD ở độ tuổi 20 so với những người chỉ có GD ở độ tuổi 20, tuy nhiên, hệ số trong nghiên cứu của chúng tôi chỉ ở mức dưới mức quan trọng sau khi điều chỉnh SUD, chỉ ra rằng các yếu tố khác ngoài ADHD cũng có thể ảnh hưởng đến sự tồn tại của GD. Điều này phù hợp với bằng chứng tương tự từ lĩnh vực SUD cho thấy rằng ADHD có thể có tác động tiêu cực đến các khóa học của những rối loạn đó, tức là những người mắc ADHD có thể bị nghiện dễ dàng hơn và có tỷ lệ thuyên giảm thấp hơn (15). Nghiên cứu hiện tại cho thấy rằng điều này có thể không chỉ xảy ra đối với SUD mà còn đối với các kết quả như GD. Tuy nhiên, ADHD không tồn tại lâu hơn ở những người tham gia với com comidid và ADHD ở độ tuổi 20 so với những người tham gia có ADHD chỉ ở độ tuổi 20. Điều này cho thấy rằng GD có thể không ảnh hưởng tiêu cực đến quá trình ADHD đã tồn tại.

Ở độ tuổi 25, những người tham gia có cả ADHD và GD ở độ tuổi 20 có kết quả tồi tệ nhất trên tất cả các thang đo khác đo được thang điểm sức khỏe tâm thần của SF SF-12, điểm trầm cảm lớn, sự hài lòng trong cuộc sống và thành tích kém ở công sở hoặc trường học. Những người tham gia chỉ bị ADHD ở tuổi 20 có kết quả tồi tệ thứ hai. Những người tham gia chỉ có GD ở độ tuổi 20 có kết quả tốt hơn ở tuổi 25 so với những người chỉ bị ADHD ở độ tuổi 20. Những người tham gia không mắc ADHD và GD ở độ tuổi 20 có kết quả tốt nhất khác. Tuy nhiên, sự khác biệt về kết quả khác giữa những người tham gia GD và ADHD ở độ tuổi 20 và những người chỉ bị ADHD là tương đối nhỏ và chỉ có ý nghĩa đối với các điểm trầm cảm chính. Tuy nhiên, có tương đối ít trường hợp có cả GD và ADHD ở sóng 1.

Tuy nhiên, kết quả của chúng tôi cung cấp bằng chứng cho thấy những người bị GD và ADHD có thể có kết quả tồi tệ hơn so với những người chỉ có GD hoặc chỉ có ADHD. Họ cũng đề xuất rằng GD không chỉ là một triệu chứng hoặc tương quan của ADHD, vì nó có liên quan đến kết quả tồi tệ hơn ngay cả ở những người bị ADHD. Do đó, GD nên được coi là một tình trạng nghiêm trọng tiềm tàng và những người mắc ADHD và GD có thể cần được xem xét đặc biệt.

Hạn chế

Mẫu của chúng tôi chỉ bao gồm những thanh niên Thụy Sĩ trong độ tuổi hạn chế. Do đó, kết quả của chúng tôi có thể không được khái quát hóa cho các quần thể khác. Nhìn chung, mặc dù các hệ số cho mối liên hệ theo chiều dọc giữa GD và ADHD là đáng kể, chúng tương đối nhỏ. Tuy nhiên, chúng vẫn tương đối không thay đổi, ngay cả khi được điều chỉnh theo các biến có khả năng gây nhiễu như SUD. Công cụ được sử dụng để đo GD có sự khác biệt đôi chút giữa các sóng 1 và 3, vì Thang đo mức độ nghiện game cũng được mở rộng trong các sóng 1 và 2 để đánh giá mức độ nghiện internet. Điều này đã được khắc phục một phần bằng cách đặt điểm của công cụ thành 0 cho những người tham gia chơi trò chơi điện tử ít hơn hàng tuần. Nhìn chung, sự khác biệt nhỏ về tỷ lệ hiện mắc theo hướng dự kiến ​​(tỷ lệ hiện mắc thấp hơn với độ tuổi tăng) và kết quả nhất quán cho thấy tác động của sự khác biệt về từ ngữ giữa các công cụ là nhỏ. Vì lý do không gian, chúng tôi đã sử dụng phiên bản sàng lọc ngắn, gồm sáu mục của Thang điểm tự báo cáo ADHD dành cho người lớn, chỉ bao gồm bốn mục cho việc không chú ý và hai mục cho tăng động. Nghiên cứu sâu hơn bằng cách sử dụng các thang đo ADHD dài hơn, cho phép phân biệt tốt hơn các loại phụ, chắc chắn là cần thiết.

Kết luận

Nghiên cứu hiện tại bổ sung bằng chứng hiện tại cho thấy GD có thể liên quan đến kết quả sức khỏe tâm thần tiêu cực nghiêm trọng bằng cách cung cấp bằng chứng cho thấy GD và ADHD trưởng thành có mối liên hệ theo chiều dọc hai chiều, tức là, làm tăng nguy cơ của nhau. Điều này cũng cho thấy khả năng hai rối loạn có thể củng cố lẫn nhau, nghĩa là gây ra một vòng luẩn quẩn (49): ADHD sớm có thể tạo điều kiện cho sự phát triển của GD, do đó có thể theo thời gian làm xấu đi ADHD, điều này có thể làm xấu đi GD một lần nữa. Hơn nữa, chúng tôi đã chỉ ra rằng các hiệp hội hai chiều này là do phần phụ không chú ý của ADHD hơn là phần phụ tăng động của nó, không liên quan độc lập với GD. Những người trẻ tuổi bị GD và ADHD có thể có kết quả tồi tệ hơn so với những người chỉ có một trong hai rối loạn và do đó họ có thể cần được xem xét đặc biệt. Theo đó, những người bị ADHD hoặc GD nên được kiểm tra rối loạn khác. Các phương pháp điều trị hiệu quả cho ADHD có thể ngăn ngừa sự khởi phát của GD (49), ví dụ như liệu pháp hành vi nhận thức tích hợp như được sử dụng trong điều trị ADHD và SUDs comorid (50). Các biện pháp phòng ngừa để thúc đẩy việc sử dụng trò chơi máy tính phù hợp hơn của những người có ADHD hiện tại có thể hữu ích. Các cá nhân có phân nhóm ADHD không chú ý có thể cần đặc biệt chú ý đến các hoạt động chơi trò chơi của họ.

Sự đóng góp của tác giả

SM đã phân tích dữ liệu và viết bài báo. GG và JS đã thiết kế nghiên cứu. Phân tích dữ liệu hỗ trợ của GG, JS và VG và nhận xét về các phiên bản trước của bản thảo.

Tài trợ

Nghiên cứu này được tài trợ bởi Quỹ khoa học quốc gia Thụy Sĩ (FN 33CSC0-122679, FN 33CS30-139467 và FN 33CS30_148493).

Xung đột về tuyên bố lãi suất

Các tác giả tuyên bố rằng nghiên cứu được thực hiện trong trường hợp không có bất kỳ mối quan hệ thương mại hoặc tài chính nào có thể được hiểu là xung đột lợi ích tiềm năng.

dự án

  1. Van Rooij AJ, Kuss DJ, Griffiths MD, Shorter GW, Schoenmakers TM, Van De Mheen D. Sự xuất hiện của trò chơi video có vấn đề, sử dụng chất gây nghiện và các vấn đề tâm lý xã hội ở thanh thiếu niên. J Behav Nghiện. (2014) 3: 157 tầm 65. doi: 10.1556 / JBA.3.2014.013

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Griffiths MD, Király O, Pontes HM, Demetrovics Z. Tổng quan về chơi game có vấn đề. Trong: Aboujaoude E, Starcevic V, Biên tập viên. Sức khỏe tâm thần trong kỷ nguyên số: Nguy hiểm nghiêm trọng, Lời hứa tuyệt vời. New York, NY: Nhà in Đại học Oxford (2015). tr. 27 tầm 45.

Google Scholar

  1. Müller K, Janikian M, Dreier M, Wölfling K, Beutel M, Tzavara C, et al. Hành vi chơi game thường xuyên và rối loạn chơi game internet ở thanh thiếu niên châu Âu: kết quả từ một cuộc khảo sát đại diện xuyên quốc gia về tỷ lệ lưu hành, dự đoán và mối tương quan tâm lý. Tâm thần trẻ vị thành niên Eur (2015) 24:565–74. doi: 10.1007/s00787-014-0611-2

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Mihara S, Higuchi S. Nghiên cứu dịch tễ học cắt ngang và dọc về rối loạn chơi game I Internet: một tổng quan hệ thống các tài liệu. Tâm thần học lâm sàng Neurosci. (2017) 71: 425 tầm 44. doi: 10.1111 / pcn.12532

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Saunders JB, Hao W, Long J, Vua DL, Mann K, Fauth-Bühler M, et al. Rối loạn chơi game: Phân định nó như một điều kiện quan trọng để chẩn đoán, quản lý và phòng ngừa. J Behav Nghiện. (2017) 6: 271 tầm 9. doi: 10.1556 / 2006.6.2017.039

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Andreassen CS, Billieux J, Griffiths MD, Kuss DJ, Demetrovics Z, Mazzoni E, et al. Mối quan hệ giữa việc sử dụng phương tiện truyền thông xã hội và trò chơi video gây nghiện và các triệu chứng của rối loạn tâm thần: một nghiên cứu cắt ngang quy mô lớn. Hành vi gây nghiện tâm thần. (2016) 30: 252 tầm 62. doi: 10.1037 / adb0000160

Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Lemmens JS, Valkenburg PM, Peter J. Phát triển và xác nhận thang đo nghiện game cho thanh thiếu niên. Tâm lý truyền thông. (2009) 12: 77 tầm 95. doi: 10.1080 / 15213260802669458

Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. González-Bueso V, Santamaría JJ, Fernández D, Merino L, Montero E, Ribas J. Hiệp hội giữa rối loạn chơi game trên internet hoặc sử dụng trò chơi video bệnh lý và tâm lý bệnh comorid: đánh giá toàn diện. Int J Envir Res Sức khỏe cộng đồng. (2018) 15: E668. doi: 10.3390 / ijerph15040668

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Marmet S, Studer J, Rougemont-Bücking A, Gmel G. Hồ sơ tiềm ẩn về nền tảng gia đình, tính cách và các yếu tố sức khỏe tâm thần và mối liên hệ của họ với chứng nghiện hành vi và rối loạn sử dụng chất ở nam thanh niên Thụy Sĩ. Tâm thần học Eur (2018) 52: 76 tầm 84. doi: 10.1016 / j.eurpsy.2018.04.003

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Kardefelt-Winther D, Heeren A, Schimmenti A, van Rooij A, Maurage P, Carras M, et al. Làm thế nào chúng ta có thể khái niệm hóa nghiện hành vi mà không bệnh lý các hành vi phổ biến? Nghiện (2017) 112: 1709 tầm 15. doi: 10.1111 / add.13763

Toàn văn CrossRef

  1. Griffiths MD, Van Rooij AJ, Kardefelt-Winther D, Starcevic V, Király O, Pallesen S, et al. Làm việc hướng tới sự đồng thuận quốc tế về các tiêu chí đánh giá Rối loạn chơi game trên Internet: một bài bình luận phê bình về Petry và cộng sự (2014). Nghiện (2016) 111: 167 tầm 75. doi: 10.1111 / add.13057

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Aarseth E, Bean AM, Boonen H, Colder Carras M, Coulson M, Das D, và cộng sự. Bài báo tranh luận mở của các học giả về đề xuất Rối loạn Chơi game ICD-11 của Tổ chức Y tế Thế giới. J Behav Nghiện. (2017) 6: 267 tầm 70. doi: 10.1556 / 2006.5.2016.088

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Hiệp hội Tâm thần Hoa Kỳ. Hướng dẫn chẩn đoán và thống kê các rối loạn tâm thần. 5th ed. Washington, DC: Tác giả: Nhà xuất bản Tâm thần Hoa Kỳ (2013).

Google Scholar

  1. Tổ chức Y tế Thế giới. Hỏi và đáp về Rối loạn trong trò chơi 2018 Có sẵn trực tuyến tại: http://www.who.int/features/qa/gaming-disorder/en/
  2. Ginsberg Y, Quintero J, Anand E, Casillas M, Upadhyaya HP. Underdiagnosis của rối loạn thiếu tập trung / hiếu động ở bệnh nhân trưởng thành: một nghiên cứu tài liệu. Prim Care Đồng hành CNS Bất hòa. (2014) 16:PCC.13r01600. doi: 10.4088/PCC.13r01600

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Estevez N, Eich-Hochli D, Dey M, Gmel G, Studer J, Mohler-Kuo M. Tỷ lệ và các yếu tố liên quan đến rối loạn tăng động giảm chú ý ở người trưởng thành ở thanh niên Thụy Sĩ. PLoS ONE (2014) 9: e89298. doi: 10.1371 / tạp chí.pone.0089298

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Kessler RC, Adler L, Barkley R, Biederman J, Conners CK, Demler O, et al. Tỷ lệ lưu hành và tương quan của ADHD trưởng thành ở Hoa Kỳ: kết quả từ Tái tạo Khảo sát Độ hấp thụ Quốc gia. Tâm thần J (2006) 163: 716 tầm 23. doi: 10.1176 / ajp.2006.163.4.716

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Miller TW, Nigg JT, Faraone SV. Độ hấp thụ của trục I và II ở người lớn mắc ADHD. J Abnorm Psychol. (2007) 116:519–28. doi: 10.1037/0021-843X.116.3.519

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Fayyad J, De Graaf R, Kessler R, Alonso J, Angermeyer M, Demyttenaere K, et al. Tỷ lệ lưu hành xuyên quốc gia và mối tương quan của rối loạn tăng động giảm chú ý ở người trưởng thành. Tâm thần học Br J (2007) 190: 402 tầm 9. doi: 10.1192 / bjp.bp.106.034389

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Kolla NJ, van der Maas M, Toplak ME, Erickson PG, Mann RE, Seeley J, et al. Hồ sơ triệu chứng rối loạn tăng động giảm chú ý của người lớn và các vấn đề đồng thời với rượu và cần sa: sự khác biệt giới tính trong một đại diện, điều tra dân số. Tâm thần học BMC (2016) 16:50. doi: 10.1186/s12888-016-0746-4

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Gudjonsson GH, Sigurdsson JF, Smari J, Young S. Mối quan hệ giữa sự hài lòng với cuộc sống, các triệu chứng ADHD và các vấn đề liên quan giữa các sinh viên đại học. J Atten bất hòa. (2009) 12: 507 tầm 15. doi: 10.1177 / 1087054708323018

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Starcevic V, Khazaal Y. Mối quan hệ giữa nghiện hành vi và rối loạn tâm thần: những gì đã biết và những gì chưa được học? Tâm thần mặt trận (2017) 8: 53. doi: 10.3389 / fpsyt.2017.00053

Toàn văn CrossRef

  1. Dân ngoại DA, Choo H, Liau A, Sim T, Li D, Fung D, et al. Sử dụng trò chơi video bệnh lý trong giới trẻ: một nghiên cứu dài hai năm. Nhi khoa (2011) 127:e319–29. doi: 10.1542/peds.2010-1353

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Wartberg L, Kriston L, Zieglmeier M, Lincoln T, Kammerl R. Một nghiên cứu dài hạn về nguyên nhân tâm lý xã hội và hậu quả của rối loạn chơi game Internet ở tuổi vị thành niên. Psychol Med. (2018). doi: 10.1017 / S003329171800082X. [Epub trước khi in].

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Peeters M, Koning I, van den Eijnden R. Dự đoán các triệu chứng rối loạn chơi game trên internet ở thanh thiếu niên: một nghiên cứu theo dõi một năm. Tính toán hành vi Hum. (2018) 80: 255 tầm 61. doi: 10.1016 / j.chb.2017.11.008

Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Panagiotidi M. Chơi trò chơi video có vấn đề và đặc điểm ADHD trong dân số trưởng thành. Cyberpsychol Behav Soc Netw. (2017) 20: 292 tầm 5. doi: 10.1089 / cyber.2016.0676

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Paulus FW, Sinzig J, Mayer H, Weber M, von Gontard A. Rối loạn chơi game trên máy tính và ADHD ở trẻ nhỏ Một nghiên cứu dựa trên dân số. Int J Ment Nghiện Sức khỏe. (2017) 16:1193–207. doi: 10.1007/s11469-017-9841-0

Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Park JH, Lee YS, Sohn JH, Han DH. Hiệu quả của Atomoxetine và methylphenidate khi chơi game trực tuyến có vấn đề ở thanh thiếu niên mắc chứng rối loạn tăng động giảm chú ý. Humophophacacol. (2016) 31: 427 tầm 32. doi: 10.1002 / hup.2559

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Weiss MD, Baer S, Allan BA, Saran K, Schibuk H. Văn hóa màn hình: tác động đến ADHD. Atten Defic Hyperact Bất hòa. (2011) 3:327–34. doi: 10.1007/s12402-011-0065-z

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Đu quay EL, DA dân ngoại, Anderson CA, Walsh DA. Truyền hình và trò chơi video tiếp xúc và phát triển các vấn đề chú ý. Nhi khoa (2010) 126:214–21. doi: 10.1542/peds.2009-1508

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Gentile DA, Swing EL, Lim CG, Khoo A. Chơi trò chơi điện tử, các vấn đề về sự chú ý và tính bốc đồng: Bằng chứng về quan hệ nhân quả hai chiều. Psychol Pop Media Cult. (2012) 1: 62 tầm 70. doi: 10.1037 / a0026969

Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Gmel G, Akre C, Astudillo M, Bähler C, Baggio S, Bertholet N, et al. Nghiên cứu đoàn hệ Thụy Sĩ về các yếu tố rủi ro sử dụng chất phát hiện của hai sóng. Như vậy (2015) 61:251–62. doi: 10.1024/0939-5911.a000380

Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Nhà nghiên cứu J, Baggio S, Mohler-Kuo M, Dermota P, Gaume J, Bertholet N, et al. Kiểm tra sự thiên vị không đáp ứng trong nghiên cứu sử dụng chất liệu Có phải những người trả lời trễ là những người không trả lời? Phụ thuộc vào ma túy. (2013) 132: 316 tầm 23. doi: 10.1016 / j.drrifcdep.2013.02.029

Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Kessler RC, Adler L, Ames M, Demler O, Faraone S, Hiripi E, et al. Thang đo tự báo cáo ADHD dành cho người trưởng thành của Tổ chức Y tế Thế giới (ASRS): thang đo sàng lọc ngắn để sử dụng trong dân số nói chung. Psychol Med. (2005) 35: 245 tầm 56. doi: 10.1017 / S0033291704002892

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Hiệp hội Tâm thần Hoa Kỳ. Hướng dẫn chẩn đoán và thống kê các rối loạn tâm thần. 4th ed. Washington, DC: Hiệp hội Tâm thần Hoa Kỳ (1994).

Google Scholar

  1. Grant BF, Dawson DA, Stinson FS, Chou PS, Kay W, Pickering R. Rối loạn sử dụng rượu và khuyết tật liên quan Lịch phỏng vấn IV (AUDADIS-IV): độ tin cậy của việc sử dụng rượu, sử dụng thuốc lá, tiền sử gia đình bị trầm cảm và chẩn đoán tâm thần mô-đun trong một mẫu dân số nói chung. Rượu thuốc phụ thuộc. (2003) 71:7–16. doi: 10.1016/S0376-8716(03)00070-X

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Hiệp sĩ JR, Wechsler H, Kuo M, Seibring M, Weitzman ER, Schuckit MA. Lạm dụng rượu và sự phụ thuộc giữa các sinh viên đại học Hoa Kỳ. Rượu J Stud (2002) 63: 263 tầm 70. doi: 10.15288 / jsa.2002.63.263

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Annaheim B, Scotto TJ, Gmel G. Xem xét lại bài kiểm tra xác định rối loạn sử dụng cần sa (CUDIT) bằng lý thuyết ứng phó vật phẩm. Phương pháp Int J Psychiatr Res. (2010) 19: 142 tầm 55. doi: 10.1002 / mpr.308

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Adamson SJ, Người bán JD. Một công cụ sàng lọc nguyên mẫu cho rối loạn sử dụng cần sa: Thử nghiệm xác định rối loạn sử dụng cần sa (CUDIT) trong một mẫu lâm sàng phụ thuộc vào rượu. Rượu thuốc Rev. (2003) 22: 309 tầm 15. doi: 10.1080 / 0959523031000154454

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Heatherton TF, Kozlowski LT, Frecker RC, Fagerstrom KO. Bài kiểm tra Fagerström cho sự phụ thuộc vào Nicotine: bản sửa đổi của Bảng câu hỏi dung sai Fagerstrom. Br J Nghiện. (1991) 86:1119–27. doi: 10.1111/j.1360-0443.1991.tb01879.x

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Bech P, Rasmussen NA, Olsen LR, Noerholm V, Abildgaard W. Độ nhạy và độ đặc hiệu của Kho lưu trữ trầm cảm chính, sử dụng Kiểm tra trạng thái hiện tại làm chỉ số kiểm tra chẩn đoán. J ảnh hưởng đến sự bất hòa. (2001) 66:159–64. doi: 10.1016/S0165-0327(00)00309-8

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Ware JE, Kosinski M, Keller SD. Cách chấm điểm các thang điểm tóm tắt về sức khỏe thể chất và tinh thần của SF-12. 2nd ed. Boston, MA: Viện Y tế, Trung tâm Y tế New England (1995).
  2. Diener E, Emmons RA, Larsen RJ, Griffin S. Sự hài lòng với quy mô cuộc sống. J Pers Đánh giá. (1985) 49: 71 tầm 5. doi: 10.1207 / s15327752jpa4901_13

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Hibell B, Guttormsson U, Ahlström S, Balakireva O, Bjarnason T, Kokkevi A, et al. Báo cáo TRÒ CHƠI 2011: Sử dụng chất trong học sinh ở các nước châu Âu 36: TRÒ CHƠI (2012).
  2. Muthen LK, Muthen BO. Hướng dẫn sử dụng Mplus Phiên bản 8. Muthen & Muthen; Los Angeles, CA 2017.
  3. Selig JP, TD nhỏ. Phân tích bảng điều khiển tự động và chéo cho dữ liệu theo chiều dọc. Trong: Laursen B, Little TD, Thẻ NA, biên tập viên. Sổ tay phương pháp nghiên cứu phát triển. New York, NY: Nhà xuất bản Guilford (2012). tr. 265 tầm 78.

Google Scholar

  1. Muthén LK, Muthén B. Phân tích hồi quy, phân tích nhân tố khám phá, phân tích nhân tố khẳng định và mô hình hóa phương trình cấu trúc cho các kết quả phân loại, kiểm duyệt và đếm. Los Angeles: Các khóa học ngắn hạn (Chủ đề 2). (2009).

Google Scholar

  1. Lopez R. Tâm thần học Res. (2015) 227: 290 tầm 5. doi: 10.1016 / j.psychres.2015.03.023

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. Yến JY, Liu TL, Wang PW, Chen CS, Yen CF, Ko CH. Liên quan giữa rối loạn chơi game Internet và thâm hụt sự chú ý của người lớn và rối loạn tăng động và mối tương quan của chúng: tính bốc đồng và sự thù địch. Hành vi gây nghiện. (2017) 64: 308 tầm 13. doi: 10.1016 / j.addbeh.2016.04.024

Tóm tắt PubMed | Toàn văn CrossRef | Google Scholar

  1. van Emmerik-van Oortmerssen K, Vedel E, van den Brink W, Schoevers RA. Trị liệu hành vi nhận thức tích hợp cho bệnh nhân rối loạn sử dụng chất gây nghiện và ADHD hôn mê: hai bài thuyết trình. Hành vi gây nghiện. (2015) 45: 214 tầm 7. doi: 10.1016 / j.addbeh.2015.01.040

Toàn văn CrossRef | Google Scholar