Đặc điểm bốc đồng và hành vi liên quan đến nghiện ở thanh niên (2018)

J Behav Addict. 2018 ngày 12 tháng 4:1-14. doi: 10.1556/2006.7.2018.22.

Rømer Thomsen K ¹ , Callesen MB ¹ , Hesse M ¹ , Kvamme TL ¹ , Pedersen MM ¹ , Pedersen MU ¹ , Voon V ².

Tóm tắt

Bối cảnh và mục đích

Sự bốc đồng là một yếu tố rủi ro cho các hành vi gây nghiện. Mô hình bốc đồng UPPS-P có liên quan đến chứng nghiện ma túy và rối loạn cờ bạc, nhưng vai trò của nó đối với các hành vi không liên quan đến nghiện chất khác là ít được hiểu. Chúng tôi đã tìm cách kiểm tra mối liên hệ giữa các đặc điểm bốc đồng UPPS-P và các chỉ số của các hành vi liên quan đến nghiện nhiều chất và không gây nghiện ở thanh thiếu niên với sự tham gia khác nhau trong các hành vi này.

Phương pháp

Những người tham gia (N = 109, 16-26 tuổi, 69% nam) được chọn từ một cuộc khảo sát quốc gia dựa trên mức độ các vấn đề bên ngoài của họ để đạt được sự phân bổ rộng rãi trong các hành vi liên quan đến nghiện. Những người tham gia đã hoàn thành Bảng câu hỏi UPPS-P và các bảng câu hỏi tiêu chuẩn đánh giá việc sử dụng có vấn đề đối với chất gây nghiện (rượu, cần sa và các chất gây nghiện khác) và phi chất gây nghiện (chơi game trên Internet, nội dung khiêu dâm và thực phẩm). Phân tích hồi quy được sử dụng để đánh giá mối liên quan giữa các đặc điểm bốc đồng và các chỉ số của các hành vi liên quan đến nghiện.

Kết quả

Mô hình UPPS-P có mối liên hệ tích cực với các chỉ số của tất cả các hành vi liên quan đến nghiện, ngoại trừ nghiện game trực tuyến. Trong các mô hình được điều chỉnh đầy đủ, tìm kiếm cảm giác mạnh và thiếu kiên trì có liên quan đến việc sử dụng rượu có vấn đề, tính cấp bách có liên quan đến việc sử dụng cần sa có vấn đề, và thiếu kiên trì có liên quan đến việc sử dụng các loại thuốc khác ngoài cần sa có vấn đề. Hơn nữa, tính cấp bách và thiếu kiên trì có liên quan đến ăn uống vô độ và thiếu kiên trì có liên quan đến việc sử dụng nội dung khiêu dâm có vấn đề.

thảo luận và kết luận

Chúng tôi nhấn mạnh vai trò của tính bốc đồng trong nhiều hành vi liên quan đến nghiện. Những phát hiện của chúng tôi ở thanh niên có nguy cơ làm nổi bật tính cấp bách và thiếu kiên trì là yếu tố dự báo tiềm năng cho sự phát triển của nghiện và là mục tiêu điều trị dự phòng tiềm năng.

TỪ KHÓA: Chơi game trực tuyến; nghiện; ăn uống vô độ; tính bốc đồng; khiêu dâm; sử dụng chất gây nghiện

PMID: 29642723

DOI: 10.1556/2006.7.2018.22

Tính bốc đồng và UPPS-P

Tính bốc đồng được định nghĩa một cách rộng rãi là xu hướng đưa ra các quyết định và hành động nhanh chóng, thiếu cân nhắc và không kiềm chế, bất chấp hậu quả tiêu cực. Tính bốc đồng ngày càng được khái niệm hóa là đa chiều ( Evenden, 1999 ; Sperry, Lynam, Walsh, Horton, & Kwapil, 2016 ), và các thành phần phụ có bản chất không đồng nhất và liên quan đến các chất nền thần kinh riêng biệt nhưng chồng chéo ( Dalley, Everitt, & Robbins, 2011 ).

Tính bốc đồng có thể được đo lường bằng phương pháp tự báo cáo, chẳng hạn như Thang đo hành vi bốc đồng UPPS-P ( Lynam, Smith, Whiteside, & Cyders, 2006 ), hoặc bằng các nhiệm vụ hành vi trên máy tính đo lường các thành phần phụ, chẳng hạn như phản ứng vội vàng (Nhiệm vụ thời gian phản ứng nối tiếp 4 lựa chọn; Voon, Irvine, et al., 2014 ) và ức chế phản ứng (ví dụ: Nhiệm vụ Go/Nogo; Garavan, Ross, & Stein, 1999 ). Bằng chứng phân tích tổng hợp gần đây cho thấy các biện pháp tự báo cáo và hành vi đo lường tính bốc đồng chỉ chia sẻ chưa đến 5% phương sai ( Cyders & Coskunpinar, 2011 ), cho thấy cả hai đều đóng góp độc lập. Các biện pháp tự báo cáo rất hữu ích để đánh giá các khuynh hướng hoặc đặc điểm chung của một cá nhân và có tính hiệu lực sinh thái cao hơn, trong khi các nhiệm vụ hành vi cung cấp một "bức ảnh chụp nhanh" về những gì cá nhân thực sự làm và có thể ít bị ảnh hưởng bởi các vấn đề về tính hiệu lực bề ngoài hơn ( Cyders & Coskunpinar, 2011 ; Sperry et al., 2016 ).

Trong nghiên cứu này, chúng tôi tập trung vào mô hình UPPS-P, mô hình nắm bắt được bản chất đa chiều của tính bốc đồng. Mô hình UPPS ban đầu đưa ra bốn đặc điểm tính cách bốc đồng riêng biệt, mặc dù có liên quan ( Whiteside & Lynam, 2001 ): sự thôi thúc tiêu cực, xu hướng hành động hấp tấp trong trạng thái cảm xúc tiêu cực mạnh mẽ; (thiếu) sự cân nhắc trước, xu hướng hành động mà không suy nghĩ và lên kế hoạch trước; (thiếu) sự kiên trì, xu hướng không hoàn thành nhiệm vụ; và tìm kiếm cảm giác mạnh, xu hướng tìm kiếm khoái cảm và sự phấn khích về giác quan. Mô hình này đã cho thấy tính hợp lệ phân biệt và hội tụ tốt ( Smith, Fischer, Cyders, Annus, & Spillane, 2007 ), và đã được chứng minh là hữu ích trong việc mô tả các rối loạn liên quan đến hành vi bốc đồng, chẳng hạn như rối loạn sử dụng chất gây nghiện (SUDs) ( Verdejo-Garcia, Bechara, Recknor, & Perez-Garcia, 2007 ; Whiteside & Lynam, 2003 ). Phiên bản mới, UPPS-P, bao gồm cả tính cấp bách tích cực (xu hướng hành động hấp tấp trong trạng thái cảm xúc tích cực mãnh liệt) ( Lynam et al., 2006 ). Các nghiên cứu xác thực ban đầu chỉ ra rằng đặc điểm thứ năm có thể được đo lường theo cách có giá trị nội dung và đáng tin cậy, khác với các khía cạnh khác ( Cyders et al., 2007 ; Verdejo-Garcia, Lozano, Moya, Alcazar, & Perez-Garcia, 2010 ). Tuy nhiên, tính khả phân của các thang đo tính cấp bách sau đó đã bị đặt câu hỏi ( Berg, Latzman, Bliwise, & Lilienfeld, 2015 ).

Vai trò của sự bốc đồng trong hành vi gây nghiện

Tính bốc đồng thường bị suy giảm ở nhiều khía cạnh khác nhau trong rối loạn sử dụng chất gây nghiện (SUD) ( Dalley et al., 2011 ; Voon & Dalley , 2016), và các thành phần phụ đã được chứng minh là yếu tố nguy cơ trong sự phát triển của việc sử dụng chất gây nghiện có vấn đề và SUD ( Dalley et al., 2007 ; Ersche et al., 2012 ; Kaiser, Bonsu, Charnigo, Milich, & Lynam, 2016 ).

Nghiên cứu các mối quan hệ này trong giai đoạn thanh thiếu niên và đầu tuổi trưởng thành có tầm quan trọng đặc biệt, bởi vì đây là thời điểm việc sử dụng chất gây nghiện thường bắt đầu và hành vi bốc đồng gia tăng. Theo các phân tích tổng hợp về thanh thiếu niên và người trẻ tuổi, sự thôi thúc tích cực và sự thôi thúc tiêu cực cho thấy mối liên hệ mạnh mẽ nhất với việc sử dụng rượu có vấn đề ( Coskunpinar, Dir, & Cyders, 2013 ; Stautz & Cooper, 2013 ). Một phân tích tổng hợp khác về thanh thiếu niên cho thấy mối liên hệ trung bình giữa hậu quả tiêu cực của cần sa và việc tìm kiếm cảm giác mạnh, thiếu suy nghĩ trước và sự thôi thúc tích cực ( VanderVeen, Hershberger, & Cyders, 2016 ). Các nghiên cứu xem xét việc sử dụng ma túy bất hợp pháp một cách có vấn đề, chẳng hạn như cocaine, cũng chỉ ra vai trò của sự thôi thúc ( Albein-Urios, Martinez-Gonzalez, Lozano, Clark, & Verdejo-Garcia, 2012 ; Fernandez-Serrano, Perales, Moreno-Lopez, Perez-Garcia, & Verdejo-Garcia, 2012 ; Torres et al., 2013 ); tuy nhiên, cho đến nay, những mối quan hệ này chỉ được kiểm chứng trên các mẫu lâm sàng người lớn. Nhìn chung, sự thôi thúc luôn được liên kết chặt chẽ nhất với việc sử dụng chất gây nghiện có vấn đề ở thanh thiếu niên. Các lý thuyết về điều chỉnh cảm xúc đưa ra những giải thích khả thi cho mối liên hệ này bằng cách cho rằng những cá nhân gặp khó khăn trong việc điều chỉnh cảm xúc tiêu cực có thể chiều theo những xung động tức thời nhằm cố gắng giảm bớt những cảm xúc tiêu cực mãnh liệt (mặc dù có những hậu quả tiêu cực lâu dài), từ đó tạo ra nguy cơ dẫn đến hành vi nghiện ngập ( Tice, Bratslavsky, & Baumeister, 2001 ). Theo Mô hình Chuẩn bị Có được ( Settles, Cyders, & Smith, 2010 ), sự thôi thúc tích cực khiến cá nhân có xu hướng hình thành kỳ vọng rằng các chất gây nghiện có tác dụng tích cực, trong khi sự thôi thúc tiêu cực khiến cá nhân có xu hướng sử dụng các chất gây nghiện để đối phó với cảm xúc tiêu cực, cả hai đều làm tăng việc sử dụng.

Ngoài rối loạn sử dụng chất gây nghiện (SUD), tính bốc đồng cũng được chứng minh là đóng vai trò quan trọng trong các rối loạn nghiện không liên quan đến chất gây nghiện. Phiên bản thứ năm của Cẩm nang Chẩn đoán và Thống kê các Rối loạn Tâm thần (DSM-5; Hiệp hội Tâm thần học Hoa Kỳ, 2013 ) đánh dấu một sự thay đổi quan trọng trong chẩn đoán các hành vi gây nghiện bằng cách đưa vào các rối loạn nghiện không liên quan đến chất gây nghiện, thường được gọi là nghiện hành vi. Dựa trên nhiều thập kỷ nghiên cứu, rối loạn cờ bạc được chấp nhận là chứng nghiện hành vi đầu tiên, và hiện vẫn đang có cuộc tranh luận về việc phân loại tiềm năng các hành vi khác trong DSM-6 và ICD-11 sắp tới. Việc lạm dụng trò chơi trực tuyến, nội dung khiêu dâm và ăn uống vô độ thường được xem là các chứng nghiện hành vi do bằng chứng mới nổi cho thấy có sự chồng chéo trong các cơ chế tâm lý và thần kinh sinh học tiềm ẩn ( Amianto, Ottone, Daga, & Fassino, 2015 ; Gola et al., 2017 ; Kraus, Voon, & Potenza, 2016 ; Kuss, Griffiths, & Pontes, 2017 ; Petry, Rehbein, Ko, & O'Brien, 2015 ). Tuy nhiên, cần nhiều nghiên cứu hơn và những lo ngại quan trọng đã được nêu ra, ví dụ, liên quan đến khả năng bệnh lý hóa quá mức các ham muốn tăng cao ( Billieux, Schimmenti, Khazaal, Maurage, & Heeren, 2015 ). Những lo ngại quan trọng khác là sự thiếu đồng thuận về định nghĩa và tiêu chí chẩn đoán, và thực tế là các tiêu chí chẩn đoán đã được điều chỉnh trực tiếp từ chứng rối loạn sử dụng chất gây nghiện (SUD) ( Billieux et al., 2015 ; Kardefelt-Winther et al., 2017 ).

Các thành phần phụ của sự bốc đồng đã được chứng minh là có liên quan đến rối loạn cờ bạc, bao gồm cả ức chế phản ứng (Rømer Thomsen và cộng sự, 2013) và tính bốc đồng (Billieux và cộng sự, 2012; Savvidou và cộng sự, 2017), nhưng nhìn chung, chúng ta thiếu nghiên cứu về vai trò của tính bốc đồng trong các loại hành vi liên quan đến nghiện khác. Các nghiên cứu về mẫu trẻ và người trưởng thành chỉ ra vai trò của sự cấp bách tiêu cực và sự cấp bách tích cực trong rối loạn cờ bạc (Billieux và cộng sự, 2012; Canale, Scacchi và Griffiths, 2016; Fischer & Smith, 2008; Grall-Bronnec và cộng sự, 2012; Michalczuk, Bowden-Jones, Verdejo-Garcia và Clark, 2011; Savvidou và cộng sự, 2017). Một số nghiên cứu chỉ ra rằng sự khẩn cấp, đặc biệt khẩn cấp tiêu cực, có liên quan đến việc ăn nhạt trong các mẫu lâm sàng và không trưởng thành của người trưởng thành trẻ tuổi (Claes và cộng sự, 2015; Kelly, Cotter và Mazzeo, 2014; Mikheeva & Tragesser, 2016; Murphy, Stojek và MacKillop, 2014; VanderBroek-Stice, Stojek, Beach, vanDellen và MacKillop, 2017) và một số nghiên cứu cho thấy các hiệp hội thiếu sự kiên trì (Claes và cộng sự, 2015; Murphy và cộng sự, 2014; VanderBroek-Stice và cộng sự, 2017). Tài liệu về mô hình UPPS-P trong việc sử dụng bắt buộc chơi game và khiêu dâm trên Internet bị hạn chế. Hai nghiên cứu về những người trẻ tuổi không tìm thấy mối liên hệ nhất quán giữa UPPS-P và các dấu hiệu chơi game trực tuyến quá mức (Irvine và cộng sự, 2013; Nuyens và cộng sự, 2016). Trong một nghiên cứu gần đây về thanh niên, điểm số UPPS-P không phân biệt đối xử giữa các game thủ khỏe mạnh và các game thủ chứng thực chứng rối loạn chơi game DSM-5 Internet (Deleuze và cộng sự, 2017). Một nghiên cứu gần đây về thanh niên / người trưởng thành đã báo cáo mối liên quan tích cực giữa mức độ khẩn cấp tiêu cực và việc sử dụng gây nghiện các hoạt động tình dục trực tuyến (Wery, Deleuze, Canale và Billieux, 2018) và một nghiên cứu hình ảnh cho thấy tỷ lệ bốc đồng cao hơn ở những người trẻ tuổi có hành vi tình dục bắt buộc so với những người không có nó (Voon, Mole, và cộng sự, 2014), nhưng không báo cáo các phạm vi.

Tóm lại, trong khi vai trò của người mẫu được đặc trưng rõ ràng trong các mẫu tuổi vị thành niên có sử dụng rượu và cần sa có vấn đề, chúng tôi có kiến ​​thức hạn chế về vai trò của nó đối với các hành vi không liên quan đến nghiện ở thanh thiếu niên, đặc biệt là sử dụng trò chơi khiêu dâm và khiêu dâm trên Internet.

Ở đây, chúng tôi đã kiểm tra mối liên hệ giữa các đặc điểm bốc đồng và các chỉ số về chất (rượu, cần sa và các loại thuốc khác) và các hành vi không liên quan đến nghiện (chơi game trên Internet, khiêu dâm và ăn uống) ở thanh thiếu niên với sự tham gia khác nhau trong các hành vi này. Dựa trên những phát hiện thực nghiệm và lý thuyết về điều tiết cảm xúc, chúng tôi đã đưa ra giả thuyết rằng sự cấp bách tiêu cực và sự cấp bách tích cực sẽ liên quan tích cực đến việc sử dụng chất có vấn đề. Theo các khái niệm gần đây về việc sử dụng nội dung khiêu dâm và ăn uống có vấn đề như nghiện hành vi, và tài liệu hạn chế, chúng tôi đưa ra giả thuyết rằng sự khẩn cấp tiêu cực và sự cấp bách tích cực sẽ liên quan tích cực đến những hành vi này. Do những phát hiện gần đây, chúng tôi đã đưa ra giả thuyết rằng việc sử dụng trò chơi Internet có vấn đề sẽ không liên quan đến mô hình UPPS-P.

Phương pháp

Người tham gia và thủ tục

Dữ liệu trong nghiên cứu này là một phần của nghiên cứu lớn hơn nhằm xem xét các yếu tố rủi ro đối với hành vi nghiện. Để có được một mẫu với sự phân bố rộng rãi các hành vi liên quan đến nghiện, nghiên cứu đã bao gồm những thanh thiếu niên có mức độ khác nhau về các vấn đề hành vi hướng ngoại (các hành vi có vấn đề hướng ra bên ngoài đối với người khác) và mức độ thấp về các vấn đề hành vi hướng nội (các hành vi có vấn đề hướng vào bên trong đối với chính mình). Các vấn đề hướng ngoại và hướng nội được đo lường bằng YouthMap12, một bảng câu hỏi gồm 12 mục với sáu mục xác định các vấn đề hướng ngoại (EP6) và các vấn đề hướng nội (IP6; Pedersen, Rømer Thomsen, Pedersen, & Hesse, 2017 ). Các vấn đề về hành vi hướng ngoại đã được chứng minh một cách nhất quán là làm tăng nguy cơ sử dụng chất gây nghiện có vấn đề ở cả hai giới ( Fischer, Najman, Williams, & Clavarino, 2012 ; Heron et al., 2013 ; Miettunen et al., 2014 ), và EP6 có liên quan chặt chẽ đến việc sử dụng chất gây nghiện có vấn đề ở thanh thiếu niên trên khắp các nước Bắc Âu ( Pedersen et al., sắp xuất bản ; Pedersen et al., 2017 ). Ngược lại, các nghiên cứu chỉ ra không có mối liên hệ nào với các vấn đề hướng nội ( Griffith-Lendering, Huijbregts, Mooijaart, Vollebergh, & Swaab, 2011 ; Miettunen et al., 2014 ), những vấn đề này có thể đóng vai trò là yếu tố bảo vệ ( Colder et al., 2013 ; Edwards et al., 2014 ).

Những người tham gia được tuyển chọn từ một cuộc khảo sát đại diện toàn quốc với 3,064 người Đan Mạch từ 15 đến 25 tuổi được chọn ngẫu nhiên [tỷ lệ phản hồi 63%; nam giới 51.1%; sinh viên 79.1%; người lao động 15.7% (xem Pedersen, Frederiksen, & Pedersen, 2015 )] được thực hiện vào năm 2014 bởi Cục Thống kê Đan Mạch. Trong số 205 người nhận được thư mời, 78 người được đưa vào nghiên cứu. Để tăng quy mô mẫu, các người tham gia bổ sung đã được tuyển chọn thông qua quảng cáo. Tổng cộng, chúng tôi đã đưa vào 109 người (tuổi từ 16–26) với các mức độ EP6 khác nhau: không có vấn đề hành vi hướng ngoại ( n = 34), vấn đề hành vi hướng ngoại tối thiểu ( n = 19), vấn đề hành vi hướng ngoại vừa phải ( n = 25), vấn đề hành vi hướng ngoại nghiêm trọng ( n = 31) và vấn đề hành vi hướng nội tối thiểu (0–2) trong tất cả các nhóm (Hình 1 ).

Hình 1. Sơ đồ quy trình tuyển chọn người tham gia. Người tham gia được lựa chọn dựa trên mức độ tự báo cáo về các vấn đề hành vi hướng ngoại (EP6, từ 0 đến 6) và các vấn đề hành vi hướng nội (IP6, từ 0 đến 6), nhằm thu được một mẫu có sự tham gia rộng rãi vào các hành vi liên quan đến nghiện. Người tham gia được tuyển chọn từ một cuộc khảo sát đại diện toàn quốc ( N = 3,064, độ tuổi 15–25) được Cục Thống kê Đan Mạch thực hiện vào năm 2014. Để tăng quy mô mẫu, một nhóm nhỏ người tham gia được tuyển chọn thông qua quảng cáo. Tổng cộng có 109 thanh thiếu niên và người trẻ tuổi với các mức độ vấn đề hành vi hướng ngoại khác nhau và mức độ sử dụng chất gây nghiện khác nhau được đưa vào nghiên cứu.

Những người tham gia được lựa chọn nếu họ không mắc bất kỳ rối loạn tâm thần nghiêm trọng nào hiện tại được đánh giá bằng Bảng kiểm tra tâm thần kinh quốc tế thu nhỏ (Mini International Neuropsychiatric Inventory - Lecrubier et al., 1997 ) và không sử dụng thuốc ảnh hưởng đến não bộ. Người tham gia được hướng dẫn kiêng sử dụng các chất (ngoại trừ thuốc lá) ít nhất 24 giờ trước khi tham gia.

Nghiên cứu được thực hiện tại các cơ sở CFIN / MINDLab thuộc Đại học Aarhus, Đan Mạch. Vào ngày thử nghiệm, những người tham gia hoàn thành bảng câu hỏi tiêu chuẩn hóa trên máy tính (không đối trọng, kéo dài khoảng 30 phút) và một trợ lý nghiên cứu có mặt để trả lời bất kỳ câu hỏi phát sinh nào.

Các biện pháp

Các đặc điểm tính bốc đồng được đo lường bằng Thang đo Hành vi Bốc đồng UPPS-P ( Cyders et al., 2007 ; Lynam et al., 2006 ), một bảng câu hỏi gồm 59 mục đánh giá các đặc điểm bốc đồng: sự thôi thúc tiêu cực, (thiếu) suy nghĩ trước, (thiếu) kiên trì, tìm kiếm cảm giác mạnh và sự thôi thúc tích cực. Do mức độ liên kết cao giữa các thang đo sự thôi thúc ( r = 71), chúng tôi đã kết hợp chúng thành một biến số thôi thúc duy nhất (tức là xu hướng hành động hấp tấp khi phản ứng với cảm xúc mãnh liệt), biến số này được sử dụng trong tất cả các phân tích tiếp theo. Điều này phù hợp với các nghiên cứu gần đây (ví dụ: VanderBroek-Stice et al., 2017 ) và các phát hiện từ một phân tích tổng hợp của mô hình trên các bệnh lý tâm thần, cho thấy các mô hình tương quan rất giống nhau với các thang đo phụ này, do đó đặt câu hỏi về tính riêng biệt của chúng ( Berg et al., 2015 ).

Việc sử dụng rượu có vấn đề được đo lường bằng Bài kiểm tra nhận dạng rối loạn sử dụng rượu (AUDIT; Saunders, Aasland, Babor, Delafuente, & Grant, 1993 ), một bảng câu hỏi gồm 10 mục được phát triển như một công cụ sàng lọc việc tiêu thụ rượu nguy hiểm và có hại. AUDIT là một thước đo hợp lệ về việc sử dụng/lạm dụng/phụ thuộc rượu có hại và cho thấy độ nhạy và độ đặc hiệu tốt ( Meneses-Gaya, Zuardi, Loureiro, & Crippa, 2009 ).

Việc sử dụng cần sa có vấn đề được đo lường bằng Bài kiểm tra nhận dạng rối loạn sử dụng cần sa – Phiên bản sửa đổi (CUDIT-R), một phiên bản ngắn gọn gồm 8 mục của CUDIT ( Adamson & Sellman, 2003 ), có các đặc tính tâm lý tương đương hoặc vượt trội hơn ( Adamson et al., 2010 ).

Việc sử dụng ma túy có vấn đề (ngoài cần sa) được đo lường bằng Bài kiểm tra nhận dạng rối loạn sử dụng ma túy (DUDIT; Berman, Bergman, Palmstierna, & Schlyter, 2005 ), một bảng câu hỏi gồm 11 mục có độ tin cậy về mặt tâm lý học ( Berman et al., 2005 ; Hildebrand, 2015 ; Voluse et al., 2012 ) đánh giá các kiểu sử dụng ma túy và các vấn đề liên quan đến ma túy.

Hành vi chơi game trực tuyến có vấn đề được đo lường bằng Thang đo Rối loạn Chơi game Trực tuyến – Phiên bản Ngắn (IGDS9-SF; Pontes & Griffiths, 2015 ), một bảng câu hỏi gồm 9 mục mới được phát triển, được điều chỉnh từ chín tiêu chí xác định rối loạn chơi game trực tuyến theo DSM-5. IGDS9-SF được coi là một thước đo hợp lệ và đáng tin cậy về rối loạn chơi game trực tuyến ( Pontes & Griffiths, 2015 ).

Việc sử dụng nội dung khiêu dâm có vấn đề được đo lường bằng Bảng câu hỏi về sự thèm muốn nội dung khiêu dâm (PCQ; Kraus & Rosenberg, 2014 ), một bảng câu hỏi gồm 12 mục mới được phát triển gần đây, đánh giá các khía cạnh của sự thèm muốn nội dung khiêu dâm hiện tại, bao gồm ham muốn, ý định, kích thích sinh lý và khó khăn dự kiến ​​trong việc kiềm chế sử dụng, và có tính nhất quán nội bộ và độ tin cậy tốt ( Kraus & Rosenberg, 2014 ).

Hành vi ăn uống có vấn đề, hay ăn uống vô độ, được đo lường bằng Thang đo ăn uống vô độ (BES; Gormally, Black, Daston, & Rardin, 1982 ), một bảng câu hỏi gồm 16 mục đánh giá các triệu chứng về hành vi, cảm xúc và nhận thức liên quan đến ăn uống vô độ, với độ nhạy và độ đặc hiệu cao trong việc xác định những cá nhân có hành vi ăn uống vô độ ( Duarte, Pinto-Gouveia, & Ferreira, 2015 ).

AUDIT, CUDIT-R và DUDIT đã có sẵn bằng tiếng Đan Mạch và các câu hỏi còn lại được dịch từ tiếng Anh sang tiếng Đan Mạch bởi hai nhà nghiên cứu Đan Mạch có khả năng tiếng Anh thành thạo.

Chúng tôi đã đưa vào các biến số nhân khẩu học xã hội, giới tính, tuổi tác và số năm học chính quy đã hoàn thành. Giới tính và tuổi tác có liên quan đến việc sử dụng chất gây nghiện và rối loạn sử dụng chất gây nghiện, ví dụ, việc sử dụng tăng lên theo tuổi từ đầu đến cuối tuổi vị thành niên và nam giới sử dụng nhiều hơn ( Young et al., 2002 ), và giáo dục cơ bản đã được chứng minh là một chỉ số thay thế tuyệt vời cho nguy cơ kinh tế xã hội đối với rối loạn sử dụng ma túy ở Scandinavia ( Gauffin, Vinnerljung, Fridell, Hesse, & Hjern, 2013 ).

Phân tích thống kê

Phân tích hồi quy được thực hiện để đánh giá mối liên hệ giữa các đặc điểm tính bốc đồng và các kết quả liên quan đến nghiện. Hệ số khuếch đại phương sai (Bảng 1 ) thấp hơn nhiều so với 4.0 và không có hệ số tương quan nào cao hơn 0.8 (Bảng 2 ), cho thấy hiện tượng đa cộng tuyến không phải là vấn đề ( O'Brien, 2007 ) . Bảng 1 cũng hiển thị các giá trị về tính nhất quán nội bộ. Khi các biến phụ thuộc có phân bố gần như chuẩn, hồi quy bình phương nhỏ nhất thông thường (OLS) đã được sử dụng. Đây là trường hợp của BES (độ lệch = 0.76). Đối với AUDIT, giá trị đã được chuyển đổi sao cho độ lệch bằng 0 bằng cách sử dụng lệnh lnskew0 trong Stata. Biến kết quả có phân bố gần như chuẩn (kiểm định Shapiro–Wilk, z = 0.08, p = 0,47), và hồi quy OLS đã được sử dụng để đánh giá mối liên hệ giữa các thang đo UPPS và AUDIT đã được chuyển đổi. Mô hình hồi quy Tobit cho phép ước tính mối quan hệ giữa một hoặc nhiều biến độc lập và các kết quả quan tâm khi có hiện tượng kiểm duyệt trái trong biến kết quả. Phương pháp hồi quy Tobit được sử dụng cho CUDIT, DUDIT, PCQ và IGDS9-SF vì chúng có số lượng giá trị bằng 0 quá nhiều.

Bảng 1. Đặc điểm mẫu

Bảng 1. Đặc điểm mẫu

	Trung bình ( Độ lệch chuẩn )	Nhỏ nhất lớn nhất	Phạm vi có thể	Cronbach's α	Yếu tố lạm phát phương sai
Nhân khẩu học
Nam giới)	68.8%				1.19
Độ tuổi	21.7 (2.7)	15.8-26.7			1.84
Năm học	13.4 (1.9)	9-18			1.86
Impulsivity
Khẩn cấpa	44.9 (11.7)	26-75	26-104	. 92	1.46
(Thiếu) Ưu tiên	23.1 (6.1)	12-42	11-44	. 86	1.61
(Thiếu) Sự kiên trì	17.7 (4.5)	10-30	10-40	. 80	1.45
Tìm kiếm cảm giác	32.8 (6.4)	19-46	12-48	. 82	1.40
Các chỉ số về hành vi gây nghiện liên quan đến chất
Kiểm toán	8.8 (5.9)	0-29	0-40	. 78
CUDIT-R	3.1 (5.5)	0-25	0-32	. 86
DUDIT	1.9 (4.7)	0-23	0-44	. 86
Các chỉ số về hành vi không liên quan đến nghiện
BES	7.3 (4.9)	0-21	0-46	. 78
PCQ	17.2 (14.5)	0-53	12-84	. 83
IGDS9-SF	9.7 (9.2)	0-45	9-45	. 91

Lưu ý: AUDIT: Bài kiểm tra nhận dạng rối loạn sử dụng rượu; CUDIT-R: Bài kiểm tra nhận dạng rối loạn sử dụng cần sa – Phiên bản sửa đổi; DUDIT: Bài kiểm tra nhận dạng rối loạn sử dụng ma túy; BES: Thang đo ăn uống vô độ; PCQ: Bảng câu hỏi thèm muốn phim khiêu dâm; IGDS9-SF: Rối loạn nghiện game trực tuyến – Phiên bản ngắn; SD : độ lệch chuẩn.

^Do có mối liên hệ mật thiết giữa thang đo mức độ khẩn cấp tích cực và tiêu cực, các thang đo này đã được kết hợp thành một biến số mức độ khẩn cấp duy nhất.

Bảng 2. Tương quan của tất cả các biến

Bảng 2. Mối tương quan giữa tất cả các biến số

	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	11	12
1. Giới tínha
2. Tuổi tác	-0.11
KHAI THÁC. Năm học	0.06	0.65 ***
KHAI THÁC. Khẩn cấpb	0.07	0.03	-0.07
KHAI THÁC. (Thiếu) Ưu tiên	-0.03	0.06	-0.07	0.45 ***
KHAI THÁC. (Thiếu) Sự kiên trì	-0.03	0.08	-0.06	0.43 ***	0.47 ***
KHAI THÁC. Tìm kiếm cảm giác	−0.29 **	0.09	0.07	0.30 **	0.37 ***	0.09
KHAI THÁC. KIỂM TOÁN	-0.10	0.09	0.05	0.33 ***	0.27 **	0.29 **	0.39 ***
KHAI THÁC. DUDIT	-0.05	-0.10	−0.21 *	0.30 **	0.15	0.27 **	0.19 *	0.41 ***
KHAI THÁC. CUDIT	−0.25 **	-0.13	−0.23 *	0.29 **	0.13	0.14	0.16	0.15	0.60 ***
KHAI THÁC. IGDS11-SF	−0.44 ***	0.04	0.01	0.08	0.05	0.18	0.14	0.11	0.01	0.14
KHAI THÁC. CÓ S	0.48 ***	0.02	0.04	0.34 ***	0.08	0.25 **	0.00	0.11	0.07	-0.05	-0.14
KHAI THÁC. PCQ	−0.51 ***	0.22 *	0.07	0.20 *	0.15	0.24 *	0.28 **	0.22 *	-0.03	0.17	0.32 ***	-0.17

Lưu ý : Các hệ số có ý nghĩa được in đậm. Các chữ viết tắt giống như trong Bảng 1.

^a Giới tính được mã hóa là nam = 0, nữ = 1. ^b Do mức độ liên kết cao giữa thang đo mức độ khẩn cấp tích cực và tiêu cực, các thang đo này được kết hợp thành một biến số mức độ khẩn cấp duy nhất.

* p < 05. ** p < 001. *** p < 01.

Đối với mỗi kết quả, chúng tôi đã tính toán hai mô hình. Trong Mô hình 1, chúng tôi đưa giới tính, tuổi và số năm học vấn vào bước đầu tiên và thang đo UPPS-P cần quan tâm vào bước thứ hai. Trong Mô hình 2, chúng tôi đưa giới tính, tuổi và số năm học vấn vào bước đầu tiên và tất cả các thang đo UPPS-P vào bước thứ hai. Tính bốc đồng được coi là có ý nghĩa nếu thống kê F ở bước thứ hai có ý nghĩa. Chúng tôi đã xem xét cả nam và nữ cùng nhau, vì mối quan hệ giữa các khía cạnh của UPPS-P và hành vi rủi ro đã được chứng minh là không thay đổi giữa các giới tính ( Cyders, 2013 ; VanderVeen et al., 2016 ). Tất cả các hệ số đều được lấy từ các biến được chuẩn hóa X, do đó các hệ số biểu thị mức tăng trung bình của biến phụ thuộc, khi các biến UPPS-P tăng một độ lệch chuẩn. Chúng tôi cung cấp biểu đồ tương quan tròn để minh họa độ lớn của các hệ số có ý nghĩa trong Mô hình 1 và 2. Độ rộng của đường biểu thị các hệ số từ các mô hình hồi quy khác nhau của các biến phụ thuộc liên quan đến nghiện được hồi quy trên các đặc điểm UPPS-P. Các đồ thị hình tròn được tạo trong R phiên bản 3.4.0 ( R Core Team, 2014 ) bằng cách sử dụng gói circlize ( Gu, Gu, Eils, Schlesner, & Brors, 2014 ). Phân tích thống kê được thực hiện bằng Stata 14 ( StataCorp, 2015 ).

đạo đức học

Các thủ tục nghiên cứu được thực hiện theo Tuyên bố Helsinki, được sửa đổi năm 2008. Nghiên cứu đã được ủy ban đạo đức khu vực ( De Videnskabsetiske Komitéer for Region Midtjylland ) phê duyệt và người tham gia đã nhận được thông tin bằng lời nói và bằng văn bản về nghiên cứu và đã ký giấy đồng ý tham gia trước khi tham gia. Nếu người tham gia dưới 18 tuổi, cha mẹ cũng nhận được thông tin về nghiên cứu để đảm bảo sự đồng ý của thanh thiếu niên được đưa ra dưới sự giám sát của cha mẹ. Các bảng câu hỏi là một phần của nghiên cứu lớn hơn bao gồm cả chụp ảnh và người tham gia nhận được 1000 DKK cho sự tham gia của họ.

Kết quả

Đặc điểm của người tham gia được tóm tắt trong Bảng 1. Mẫu nghiên cứu chủ yếu là nam giới, và tuổi trung bình là 21.7 năm. Điểm trung bình trên các thang đo hành vi liên quan đến nghiện cho thấy mức độ dưới ngưỡng lâm sàng: 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) và IGDS9-SF 9.7 (SD 9.2).

Bảng 2 trình bày hệ số tương quan Pearson giữa tất cả các biến . DUDIT có tương quan dương với AUDIT (0.41, p < 01) và CUDIT (0.60, p < 01). IGDS9-SF có tương quan dương với PCQ (0.32, p < 01) và AUDIT có tương quan dương với PCQ (0.22, p < 05).

Tính bốc đồng và các chỉ số của hành vi gây nghiện liên quan đến chất

Các mô hình hồi quy được tóm tắt trong Bảng 3. Tính cấp bách ( p < 01), thiếu suy nghĩ trước ( p < 001), thiếu kiên trì ( p < 001) và tìm kiếm cảm giác mạnh ( p < 01) có mối liên hệ tích cực với điểm số AUDIT sau khi điều chỉnh cho giới tính, tuổi tác và trình độ học vấn (Mô hình 1). Sau khi điều chỉnh cho tất cả các biến số (Mô hình 2), tìm kiếm cảm giác mạnh ( p < 001) và thiếu kiên trì ( p < 05) có liên quan đến điểm số AUDIT cao hơn.

Bảng 3. Mối liên hệ đa biến giữa các đặc điểm bốc đồng và các chỉ số về hành vi gây nghiện liên quan đến chất

Bảng 3. Mối liên hệ đa biến giữa các đặc điểm tính bốc đồng và các chỉ số về hành vi nghiện chất gây nghiện

	KIỂM TOÁN a		CUDIT b		DUDIT b
	Mẫu 1	Mẫu 2	Mẫu 1	Mẫu 2	Mẫu 1	Mẫu 2
Khẩn cấpc	0.12 (0.06 lên 0.19) ***	0.05 (−0.02 lên 0.13)	3.25 (1.27 lên 5.22) **	3.16 (0.81 lên 5.52) **	4.37 (1.24 lên 7.50) **	2.61 (−0.98 lên 6.20)
(Thiếu) Ưu tiên	0.10 (0.03 lên 0.16) **	0.01 (−0.09 tầm 0.06)	1.89 (−0.28 lên 4.06)	0.18 (−2.42 lên 2.77)	3.06 (−0.34 lên 6.46)	1.28 (−5.20 tầm 2.64)
(Thiếu) Sự kiên trì	0.10 (0.04 lên 0.17) **	0.07 (0.00 lên 0.15) *	1.16 (−1.01 lên 3.34)	0.36 (−2.76 tầm 2.05)	4.90 (1.46 lên 8.34) **	3.89 (0.24 lên 7.55) *
Tìm kiếm cảm giác	0.15 (0.09 lên 0.22) ***	0.13 (0.06 lên 0.21) ***	1.67 (−0.57 lên 3.92)	0.49 (−1.87 lên 2.86)	3.28 (−0.21 lên 6.78)	2.20 (−1.53 lên 5.93)

Lưu ý: Các giá trị là hệ số từ hồi quy (khoảng tin cậy 95%), đã được chuẩn hóa theo X, nghĩa là các hệ số này cho biết mức tăng của biến phụ thuộc khi các biến UPPS tăng một độ lệch chuẩn. Các hệ số có ý nghĩa thống kê được in đậm. Các chữ viết tắt như trong Bảng 1. Mô hình 1: Hồi quy được điều chỉnh theo tuổi, giới tính và số năm học. Mô hình 2: Hồi quy được điều chỉnh theo tuổi, giới tính, số năm học và các biến bốc đồng khác.

^a Các giá trị được chuyển đổi về độ lệch bằng 0 và sử dụng hồi quy OLS. ^b Hồi quy Tobit được sử dụng do một số người trả lời đạt điểm bằng 0. ^c Do mức độ liên kết cao giữa thang đo mức độ khẩn cấp tích cực và tiêu cực, các thang đo này được kết hợp thành một biến mức độ khẩn cấp duy nhất.

* p < 05. ** p < 001. *** p < 01.

Mức độ khẩn cấp có mối liên hệ tích cực với điểm số CUDIT sau khi điều chỉnh theo giới tính, tuổi tác và trình độ học vấn (Mô hình 1, p < .01). Mối liên hệ này vẫn có ý nghĩa thống kê ( p < .01) sau khi điều chỉnh tất cả các biến số (Mô hình 2). Sau khi đưa thang đo UPPS vào (Mô hình 2), giới tính nữ vẫn có liên quan đến điểm số thấp hơn trên thang đo CUDIT ( p < .01).

Tính cấp bách ( p < 01) và thiếu kiên trì ( p < 01) có mối liên hệ tích cực với điểm số DUDIT sau khi điều chỉnh theo giới tính, tuổi tác và trình độ học vấn (Mô hình 1). Sau khi điều chỉnh tất cả các biến số (Mô hình 2), thiếu kiên trì ( p < 05) vẫn có mối liên hệ đáng kể.

Các hệ số quan trọng từ Mô hình 1 và 2 được thể hiện trực quan bằng đồ thị tròn trong Hình 2.

Hình 2. Đồ thị tròn thể hiện mối liên hệ có ý nghĩa giữa các đặc điểm tính bốc đồng và hành vi liên quan đến nghiện. Đồ thị tròn của các thang đo UPPS-P (nửa trên) liên quan đến hành vi nghiện chất và không nghiện chất (nửa dưới). Chỉ hiển thị các ước tính có ý nghĩa. Độ rộng của đường biểu thị độ lớn của các hệ số riêng lẻ và có thể được hiểu là mức tăng trung bình của một biến liên quan đến nghiện so với mức tăng của thang đo UPPS-P được đề cập là một độ lệch chuẩn, khi đã điều chỉnh theo tuổi, giới tính và số năm học (Mô hình 1) và khi đã điều chỉnh theo tuổi, giới tính, số năm học và các thang đo UPPS-P khác (Mô hình 2). Do mức độ liên kết cao giữa các thang đo tính cấp bách tích cực và tiêu cực, các thang đo này đã được kết hợp thành một biến cấp bách duy nhất. AUDIT: Bài kiểm tra nhận dạng rối loạn sử dụng rượu; CUDIT-R: Bài kiểm tra nhận dạng rối loạn sử dụng cần sa – Phiên bản sửa đổi; DUDIT: Bài kiểm tra nhận dạng rối loạn sử dụng ma túy; BES: Thang đo ăn uống vô độ; PCQ: Bảng câu hỏi thèm muốn phim khiêu dâm.

Tính bốc đồng và các chỉ số của hành vi không liên quan đến nghiện

Các mô hình hồi quy được tóm tắt trong Bảng 4. Tính cấp bách ( p < 01) và thiếu kiên trì ( p < 001) có mối liên hệ tích cực với điểm số BES sau khi điều chỉnh cho giới tính, tuổi tác và trình độ học vấn (Mô hình 1). Sau khi điều chỉnh cho tất cả các biến (Mô hình 2), tính cấp bách ( p < 01) và thiếu kiên trì ( p < 05) vẫn có mối liên hệ đáng kể. Cuối cùng, giới tính nữ vẫn có mối liên hệ với điểm số BES cao hơn trong Mô hình 2 ( p < 01).

Bảng 4. Mối liên hệ đa biến giữa các đặc điểm bốc đồng và các chỉ số về hành vi không liên quan đến nghiện ngập

Bảng 4. Mối liên hệ đa biến giữa các đặc điểm tính bốc đồng và các chỉ số về hành vi không liên quan đến nghiện chất.

	BES a		PCQ b		IGDS9-SF b
	Mẫu 1	Mẫu 2	Mẫu 1	Mẫu 2	Mẫu 1	Mẫu 2
Khẩn cấpc	1.51 (0.72 lên 2.29) ***	1.24 (0.31 lên 2.17) **	4.30 (1.13 lên 7.46) **	2.74 (−0.92 lên 6.39)	0.96 (−1.35 lên 3.27)	0.41 (−2.27 lên 3.09)
(Thiếu) Ưu tiên	0.43 (−0.41 lên 1.26)	0.84 (−1.82 tầm 0.13)	2.34 (−0.93 lên 5.60)	1.34 (−5.22 tầm 2.55)	0.44 (−1.93 lên 2.80)	0.79 (−3.67 tầm 2.10)
(Thiếu) Sự kiên trì	1.29 (0.49 lên 2.10) **	1.12 (0.19 lên 2.04) *	4.48 (1.26 lên 7.69) **	3.89 (0.16 lên 7.62) *	1.95 (−0.36 lên 4.25)	2.11 (−0.56 lên 4.78)
Tìm kiếm cảm giác	0.73 (−0.13 lên 1.59)	0.53 (−0.38 lên 1.43)	2.59 (−0.88 lên 6.05)	2.00 (−1.70 lên 5.71)	0.30 (−2.12 lên 2.72)	0.37 (−2.30 lên 3.03)

Lưu ý: Các giá trị là hệ số từ hồi quy (khoảng tin cậy 95%), đã được chuẩn hóa theo X, nghĩa là các hệ số này cho biết mức tăng của biến phụ thuộc khi các biến UPPS tăng một độ lệch chuẩn. Các hệ số có ý nghĩa thống kê được in đậm. Các chữ viết tắt như trong Bảng 1. Mô hình 1: hồi quy được điều chỉnh theo tuổi, giới tính và số năm học. Mô hình 2: Hồi quy được điều chỉnh theo tuổi, giới tính, số năm học và các biến bốc đồng khác.

^a . Sử dụng hồi quy OLS. ^b. Sử dụng hồi quy Tobit do một số người trả lời đạt điểm 0. ^c. Do mức độ liên kết cao giữa thang đo mức độ khẩn cấp tích cực và tiêu cực, các thang đo này được kết hợp thành một biến mức độ khẩn cấp duy nhất.

* p < 05. ** p < 001. *** p < 01.

Tính cấp bách ( p < 001) và thiếu kiên trì ( p < 01) có mối liên hệ tích cực với điểm số PCQ sau khi điều chỉnh theo giới tính, tuổi tác và trình độ học vấn (Mô hình 1). Sau khi điều chỉnh tất cả các biến số (Mô hình 2), thiếu kiên trì ( p < 01) vẫn có mối liên hệ đáng kể. Hơn nữa, giới tính nữ vẫn có mối liên hệ với điểm số PCQ thấp hơn trong Mô hình 2 ( p < 05).

Chúng tôi không tìm thấy mối liên hệ đáng kể nào giữa UPPS-P và chơi game Internet có vấn đề, nhưng giới tính nữ vẫn liên quan đến điểm số thấp hơn trên IGDS9-SF trong Model 2.

So sánh các mô hình với các đặc điểm so với không có xung động

Chúng tôi đã so sánh mô hình cơ sở bao gồm tuổi, giới tính và trình độ học vấn với mô hình bao gồm các biến này cộng với các biến UPPS-P cho mỗi biến phụ thuộc của chúng tôi. Kết quả được tóm tắt trong Bảng 5. Đối với AUDIT và BES, việc bổ sung các biến UPPS-P cho kết quả tốt hơn đáng kể so với mô hình cơ sở ở mức p < 001. Sự thay đổi R-square tương ứng là 25% đối với AUDIT và 15% đối với BES. Đối với CUDIT, DUDIT và PCQ, mô hình cho kết quả tốt hơn đáng kể ở mức p < 05. Đối với IGDS9-SF, mô hình không có ý nghĩa thống kê.

Bảng 5. Kết quả tham gia mô hình UPPS sau tuổi, giới tính và số năm học

Bảng 5. Kết quả khi tham gia mô hình UPPS sau khi đã tính đến tuổi, giới tính và số năm học.

	Thống kê bước	giá trị p
Kiểm toána	F(4,102) = 8.01	. 000
CUDITb	F(4,102) = 2.71	. 034
DUDITb	F(4,102) = 2.97	. 023
BESc	F(4,101) = 6.09	. 000
PCQb	F(4,102) = 3.05	. 020
IGDS9-SFb	F(4,102) = 0.79	. 533

Lưu ý: Các giá trị là kết quả kiểm định F so sánh mô hình có giới tính, tuổi tác và số năm học vấn với mô hình bao gồm tất cả các thang đo UPPS. Các chữ viết tắt giống như trong Bảng 1.

^a Các giá trị được chuyển đổi về độ lệch bằng 0 và sử dụng hồi quy OLS. ^b Sử dụng hồi quy Tobit do một số người trả lời đạt điểm bằng 0. ^c Sử dụng hồi quy OLS.

Thảo luận

Theo hiểu biết của chúng tôi, đây là nghiên cứu đầu tiên trình bày dữ liệu về một loạt các hành vi liên quan đến nghiện chất và không liên quan đến mô hình UPPS-P trong cùng một mẫu, cho phép so sánh trực tiếp hơn về sự đóng góp tương đối của Các khía cạnh UPPS-P đối với các loại hành vi liên quan đến nghiện. Điều này là có thể bởi vì những người tham gia được lấy mẫu từ một đoàn hệ Đan Mạch lớn hơn và phân tầng bằng các vấn đề bên ngoài, dẫn đến sự phân phối rộng rãi sự tham gia vào các hành vi liên quan đến nghiện. Hơn nữa, đây là nghiên cứu đầu tiên kiểm tra mô hình liên quan đến trò chơi và nội dung khiêu dâm trên Internet có vấn đề bằng cách sử dụng IGDS9-SF và PCQ được phát triển gần đây. Mô hình UPPS-P có liên quan tích cực với các chỉ số của tất cả các hành vi liên quan đến nghiện, ngoại trừ việc sử dụng trò chơi Internet có vấn đề. Các đặc điểm quan trọng nhất trong mô hình là sự khẩn cấp và thiếu kiên trì, vì một hoặc cả hai đặc điểm này có liên quan đến tất cả các hành vi liên quan đến nghiện (trừ chơi game trên Internet) trong các mô hình được điều chỉnh hoàn toàn.

Về mặt kích thước hiệu ứng, hệ số tương quan trung bình giữa đặc điểm UPPS-P và hành vi liên quan đến nghiện là 0.21. Đối với rượu và ăn uống vô độ, các mô hình được cải thiện đáng kể khi thêm UPPS-P với sự thay đổi lớn về R-squared đối với AUDIT và sự thay đổi khiêm tốn hơn nhưng vẫn đáng kể về R-squared đối với BES, và đối với hai thang đo rối loạn sử dụng ma túy và thang đo khiêu dâm, sự cải thiện về độ phù hợp của mô hình là đáng kể ở mức p < 05. Các mối liên hệ khiêm tốn là điều có thể dự đoán được, vì tính bốc đồng và hành vi nghiện có liên quan nhưng là những cấu trúc riêng biệt.

Giới trẻ Đan Mạch có tỷ lệ tiêu thụ cao. Trong một khảo sát ESPAD gần đây (độ tuổi 15-16) ( Kraus, Guttormsson, et al., 2016 ), Đan Mạch có tỷ lệ say xỉn (32%) và uống rượu quá mức (56%) cao nhất trong tháng trước, trong khi tỷ lệ sử dụng cần sa (5%) trong tháng trước thấp hơn so với hầu hết các nước châu Âu. Trong một nghiên cứu đại diện về người Đan Mạch từ 15 đến 25 tuổi, 10% đã sử dụng cần sa trong tháng trước và 2.1% sử dụng hàng ngày ( Pedersen et al., 2015 ). Trong khảo sát ESPAD, Đan Mạch có tỷ lệ chơi game trực tuyến thường xuyên trong tháng trước cao nhất ở cả nam (64%) và nữ (28%) ( Kraus, Guttormsson, et al., 2016 ). Đan Mạch nổi tiếng với thái độ tự do và thoải mái đối với nội dung khiêu dâm và tình dục, điều này có thể làm tăng mức tiêu thụ ( Hald, 2006 ). Một nghiên cứu đại diện về người trẻ tuổi cho thấy tỷ lệ tiêu thụ nội dung khiêu dâm cao, ví dụ như mức tiêu thụ trong tháng trước (nam giới 82.5% và nữ giới 33.6%) ( Hald, 2006 ). Một đánh giá gần đây cho thấy tỷ lệ rối loạn ăn uống vô độ thấp hơn ở các nước Bắc Âu so với các nước châu Âu khác, nhưng không tìm thấy nghiên cứu nào của Đan Mạch ( Dahlgren, Stedal, & Wisting, 2017 ).

Đặc điểm bốc đồng và hành vi liên quan đến nghiện

Theo các giả thuyết của chúng tôi, sự khẩn cấp có liên quan tích cực đến việc sử dụng rượu có vấn đề (Model 1), cần sa (cả hai mô hình) và các loại thuốc khác (Model 1). Các nghiên cứu trước đây chỉ ra một vai trò quan trọng của sự cấp bách trong việc sử dụng rượu và cần sa có vấn đề ở thanh thiếu niên (Coskunpinar và cộng sự, 2013; Stautz & Cooper, 2013; VanderVeen và cộng sự, 2016) và sự phụ thuộc cocaine (Albein-Urios và cộng sự, 2012; Fernandez-Serrano và cộng sự, 2012; Torres và cộng sự, 2013). Theo các giả thuyết của chúng tôi, tính cấp bách cũng liên quan tích cực đến việc ăn nhạt (cả hai người mẫu) và sử dụng nội dung khiêu dâm có vấn đề (Model 1). Điều này giống như các nghiên cứu trước đây về ăn nhạt ở người lớn / người trẻ tuổi (Claes và cộng sự, 2015; Kelly và cộng sự, 2014; Mikheeva & Tragesser, 2016; Murphy và cộng sự, 2014; VanderBroek-Stice và cộng sự, 2017) và một nghiên cứu gần đây liên kết sự cấp bách tiêu cực với việc sử dụng gây nghiện các hoạt động tình dục trực tuyến ở nam giới (Wery và cộng sự, 2018). Xu hướng hành động vội vàng trong trạng thái cảm xúc tích cực và tiêu cực có thể được liên kết với các hành vi liên quan đến nghiện chất và phi chất thông qua củng cố tích cực và tiêu cực ngay lập tức, thông qua sự kỳ vọng tăng khoái cảm tức thời hoặc như một cơ chế để tạm thời điều chỉnh cảm xúc tiêu cực , mặc dù hậu quả tiêu cực lâu dài (Cyders & Smith, 2008; Heatherton & Baumeister, 1991; Giải quyết và cộng sự, 2010; Tice và cộng sự, 2001). Các nghiên cứu theo chiều dọc cung cấp một số hỗ trợ cho ý tưởng này (Anestis, Selby & Joiner, 2007; Pearson, Combs, Zapolslci và Smith, 2012; Định cư, Zapolski, & Smith, 2014; Giải quyết và cộng sự, 2010), ví dụ, cho thấy rằng dự báo mức độ khẩn cấp tiêu cực tăng trong kỳ vọng rằng việc ăn uống làm giảm bớt ảnh hưởng tiêu cực, dự đoán sự gia tăng trong việc ăn nhạt (Pearson và cộng sự, 2012).

Thiếu kiên trì cũng nổi lên như một đặc điểm quan trọng, có mối liên hệ tích cực với việc sử dụng rượu bia một cách có vấn đề (Mô hình 1), các loại thuốc khác (cả hai mô hình), ăn uống vô độ (cả hai mô hình) và nghiện phim khiêu dâm (cả hai mô hình). Các nghiên cứu trước đây đã liên kết thiếu kiên trì với việc sử dụng rượu bia một cách có vấn đề ( Coskunpinar et al., 2013 ; Stautz & Cooper, 2013 ), nghiện cocaine (ví dụ: Verdejo-Garcia et al., 2007 ) và ăn uống vô độ ( Claes et al., 2015 ; Murphy et al., 2014 ; VanderBroek-Stice et al., 2017 ), nhưng mối liên hệ này nhìn chung không mạnh bằng mối liên hệ với tính cấp bách. Theo hiểu biết của chúng tôi, đây là nghiên cứu đầu tiên liên kết thiếu kiên trì với việc sử dụng phim khiêu dâm một cách có vấn đề. Thiếu kiên trì có liên quan đến sự suy giảm khả năng chống lại sự can thiệp chủ động (tức là suy giảm khả năng ức chế thông tin trước đó không còn phù hợp) và giảm tính tận tâm đối với các nhiệm vụ đang thực hiện ( Gay, Rochat, Billieux, d'Acremont, & Van der Linden, 2008 ; Rochat, Billieux, Gagnon, & Van der Linden, 2018 ), và cũng có thể tương tác với căng thẳng. Một nghiên cứu gần đây cho thấy những cá nhân có mức độ kiên trì thấp thường đánh bạc nhiều hơn sau khi trải qua thua lỗ trong tình huống căng thẳng ( Canale, Rubaltelli, Vieno, Pittarello, & Billieux, 2017 ). Những quá trình nhận thức tiềm ẩn này có thể giúp giải thích mối liên hệ được báo cáo giữa thiếu kiên trì và các hành vi liên quan đến nghiện chất và không nghiện chất.

Chúng tôi không tìm thấy mối liên hệ nào giữa các thang đo phụ của UPPS-P và chứng nghiện game trực tuyến, phù hợp với giả thuyết của chúng tôi và các kết quả không tìm thấy mối liên hệ gần đây ( Deleuze et al., 2017 ; Irvine et al., 2013 ; Nuyens et al., 2016 ). Điều này có thể cho thấy rằng các yếu tố khác ngoài tính bốc đồng bẩm sinh có liên quan đến hành vi nghiện game trực tuyến. Quan trọng hơn, một nghiên cứu gần đây ( Deleuze et al., 2017 ) đã chỉ ra rằng các yếu tố rủi ro đã được xác định rõ ràng đối với chứng rối loạn sử dụng chất gây nghiện và rối loạn cờ bạc, bao gồm UPPS-P và các biện pháp khác liên quan đến khả năng tự kiểm soát, đã không thể phân biệt giữa những người chơi game lành mạnh và những người chơi game mắc chứng rối loạn nghiện game trực tuyến theo DSM-5.

Một số khác biệt về giới tính cần được chú ý. Giới nữ có điểm số thấp hơn trên các thang đo CUDIT, PCQ và IGD9-SF, và điểm số cao hơn trên thang đo BES, tương tự như các nghiên cứu trước đây về thanh thiếu niên cho thấy tỷ lệ nữ giới tìm kiếm điều trị rối loạn sử dụng cần sa thấp hơn ( Smith, 2014 ), tỷ lệ tiêu thụ nội dung khiêu dâm ( Hald, 2006 ) và nghiện Internet ( Ha & Hwang, 2014 ) thấp hơn ở nữ giới, và tỷ lệ rối loạn ăn uống vô độ cao hơn ( Dahlgren et al., 2017 ). Cần nghiên cứu thêm với mẫu lớn hơn để kiểm tra xem liệu các đặc điểm bốc đồng tương tự có được thể hiện bằng các hành vi khác nhau ở hai giới hay không.

Nhìn chung, các phát hiện của chúng tôi nhấn mạnh vai trò của sự cấp bách và thiếu kiên trì trong việc phát triển các hành vi liên quan đến nghiện chất và không gây nghiện (trừ chơi game trên Internet). Hơn nữa, các hiệp hội được thành lập trên các hành vi liên quan đến nghiện chất và không gây nghiện cho thấy mức độ bốc đồng không có khả năng dẫn đến tác động độc hại của các chất đơn độc.

Những phát hiện của chúng tôi có ý nghĩa lâm sàng bằng cách nhấn mạnh vai trò tiềm tàng của sự thôi thúc và thiếu kiên trì trong sự phát triển của chứng nghiện chất và nghiện hành vi, và do đó, có thể là mục tiêu điều trị dự phòng. Hơn nữa, các phát hiện chỉ ra tầm quan trọng của các can thiệp trị liệu nhắm vào việc điều chỉnh cảm xúc trong các rối loạn này, ví dụ, các can thiệp nhằm mục đích học các chiến lược lành mạnh hơn để đối phó với căng thẳng. Các chương trình có thể được hưởng lợi từ việc áp dụng các tài liệu từ các can thiệp giáo dục tâm lý cho các rối loạn liên quan đến xung động khác, chẳng hạn như rối loạn nhân cách ranh giới ( Zanarini, Conkey, Temes, & Fitzmaurice, 2017 ) hoặc rối loạn nhân cách chống đối xã hội ( Thylstrup, Schroder, & Hesse, 2015 ).

Các nghiên cứu trong tương lai là cần thiết để tái tạo các phát hiện không liên quan đến chất, cũng như trong các quần thể lâm sàng, và nên bao gồm các biện pháp điều chỉnh cảm xúc và kỳ vọng. Các nghiên cứu theo chiều dọc với một số điểm thời gian theo dõi là cần thiết để trêu chọc hướng nhân quả.

Hạn chế

Kích thước mẫu đủ để kiểm tra các mối tương quan khiêm tốn ( r = 35), nhưng không đủ để kiểm tra các mối tương quan yếu hơn. Hạn chế này đã được khắc phục một phần bằng cách cố ý chọn mẫu những người trả lời có nguy cơ cao và nguy cơ thấp để đảm bảo sự đa dạng đầy đủ về tính bốc đồng. Tuy nhiên, các nghiên cứu trong tương lai với quy mô lớn hơn có thể được sử dụng để xác nhận và mở rộng các phát hiện hiện tại cũng như xem xét các nhóm phụ cụ thể (ví dụ: giới tính).

Do tính chất cắt ngang của dữ liệu, chúng tôi không thể đưa ra các kết luận nguyên nhân, nghĩa là, liệu các đặc điểm UPPS-P cao hơn có trước các hành vi liên quan đến nghiện cao hơn hay ngược lại. Kiểm tra triển vọng được yêu cầu để gỡ rối hướng của quan hệ nhân quả.

PCQ cung cấp một thước đo đa chiều về sự thèm muốn, một triệu chứng cốt lõi của hành vi nghiện ngập, và do đó phản ánh mức độ nghiêm trọng và việc sử dụng có vấn đề. Một bảng câu hỏi gần đây khác, Bài kiểm tra nghiện Internet ngắn được điều chỉnh cho các hoạt động tình dục trực tuyến ( Wery, Burnay, Karila, & Billieux, 2016 ) có thể cung cấp một thước đo rộng hơn về việc sử dụng có vấn đề, nhưng bị giới hạn ở nội dung trực tuyến.

Việc lựa chọn thanh thiếu niên với các mức độ khác nhau của EP6 được dựa trên một cuộc khảo sát đại diện cho thanh niên Đan Mạch được chọn ngẫu nhiên và do đó những phát hiện của chúng tôi nên khái quát cho dân số thanh niên Đan Mạch và thanh niên ở các quốc gia tương tự như Đan Mạch.

Kết luận

Nghiên cứu đã xem xét mối liên hệ độc đáo giữa mô hình UPPS-P và nhiều hành vi liên quan đến nghiện ở thanh thiếu niên với sự tham gia khác nhau trong các hành vi này. Mô hình UPPS-P có liên quan tích cực với các chỉ số của tất cả các hành vi gây nghiện ngoại trừ chơi game Internet có vấn đề. Các đặc điểm quan trọng nhất là khẩn cấp và thiếu kiên trì, vì một hoặc cả hai đặc điểm này có liên quan đến tất cả các hành vi liên quan đến nghiện (trừ chơi game trên Internet). Phát hiện của chúng tôi nhấn mạnh vai trò tiềm năng của sự cấp bách và thiếu kiên trì là yếu tố dự báo cho sự phát triển của các rối loạn gây nghiện và là mục tiêu điều trị dự phòng tiềm năng.

Đóng góp của tác giả

KRT, MBC, MUP và VV: nghiên cứu khái niệm và thiết kế và có được tài trợ. MUP: phụ trách khảo sát quốc gia nơi người tham gia được tuyển dụng. KRT, MBC và MMP: thu thập dữ liệu. MH và KRT: phân tích thống kê và giải thích dữ liệu. TLK: trực quan hóa dữ liệu. KRT: đã viết bản thảo. Tất cả các tác giả đã đóng góp và phê duyệt bản thảo. Họ có quyền truy cập đầy đủ vào tất cả dữ liệu và chịu trách nhiệm về tính toàn vẹn của dữ liệu và tính chính xác của phân tích dữ liệu.

Xung đột lợi ích

Các tác giả tuyên bố không có xung đột lợi ích.

Lời cảm ơn

Các tác giả xin cảm ơn những người tham gia đã dành thời gian đến Aarhus và tham gia vào nghiên cứu, và Mads Jensen (Đại học Aarhus), Nuria Donamayor (Đại học Cambridge), Kwangyeol Baek (Đại học Cambridge) và Daisy Mechelmans ( Đại học Cambridge) đã giúp thu thập dữ liệu và Trung tâm khoa học thần kinh tích hợp chức năng / MINDLab để sử dụng các cơ sở tuyệt vời của họ. Hơn nữa, họ cảm ơn Claire Mowat vì đã giúp mô tả các biến phụ thuộc trong bản thảo. Họ cũng muốn cảm ơn Shane Kraus vì đã sử dụng PCQ.

dự án

	Adamson, S. J., Kay-Lambkin, F. J., Baker, A. L., Lewin, T. J., Thornton, L., Kelly, B. J., & Sellman, J. D. (2010). Một biện pháp ngắn gọn được cải thiện về việc lạm dụng cần sa: Bài kiểm tra Nhận dạng Rối loạn Sử dụng Cần sa - Đã sửa đổi (CUDIT-R). Lệ thuộc vào Ma túy và Rượu, 110 (1–2), 137–143. doi:https://doi.org/10.1016/j.drugalcdep.2010.02.017 CrossRef, Medline
	Adamson, S. J., & Sellman, J. D. (2003). Một công cụ sàng lọc nguyên mẫu cho chứng rối loạn sử dụng cần sa: Xét nghiệm Nhận dạng Rối loạn Sử dụng Cần sa (CUDIT) trong một mẫu lâm sàng phụ thuộc vào rượu. Đánh giá về Ma túy và Rượu, 22 (3), 309–315. doi:https://doi.org/10.1080/0959523031000154454 CrossRef, Medline
	Albein-Urios, N., Martinez-Gonzalez, J. M., Lozano, O., Clark, L., & Verdejo-Garcia, A. (2012). So sánh sự bốc đồng và trí nhớ hoạt động trong chứng nghiện cocaine và bệnh lý cờ bạc: Hệ lụy đối với ngộ độc thần kinh do cocaine. Lệ thuộc vào Ma túy và Rượu, 126 (1–2), 1–6. doi:https://doi.org/10.1016/j.drugalcdep.2012.03.008 CrossRef, Medline
	Hiệp hội Tâm thần Hoa Kỳ. (2013). Cẩm nang chẩn đoán và thống kê các rối loạn tâm thần: DSM-V (5th ed.). Washington, DC: Hiệp hội Psyhiatric Hoa Kỳ. CrossRef
	Amianto, F., Ottone, L., Daga, G. A., & Fassino, S. (2015). Chẩn đoán và điều trị chứng rối loạn ăn uống vô độ: Bản tóm tắt trước DSM-5. BMC Psychiatry, 15 (1), 70. doi:https://doi.org/10.1186/s12888-015-0445-6 CrossRef, Medline
	Anestis, M. D., Selby, E. A., & Joiner, T. E. (2007). Vai trò của sự khẩn cấp trong các hành vi không thích hợp. Nghiên cứu Hành vi và Trị liệu, 45 (12), 3018–3029. doi:https://doi.org/10.1016/j.brat.2007.08.012 CrossRef, Medline
	Berg, J. M., Latzman, R. D., Bliwise, N. G., & Lilienfeld, S. O. (2015). Phân tích tính không đồng nhất của tính bốc đồng: Một đánh giá phân tích tổng hợp về các tác động hành vi của UPPS đối với bệnh lý tâm thần. Đánh giá Tâm lý, 27 (4), 1129–1146. doi:https://doi.org/10.1037/pas0000111 CrossRef, Medline
	Berman, A. H., Bergman, H., Palmstierna, T., & Schlyter, F. (2005). Đánh giá Kiểm tra Xác định Rối loạn Sử dụng Ma túy (DUDIT) trong môi trường tư pháp hình sự và cai nghiện và trong một mẫu dân số Thụy Điển. Nghiên cứu Nghiện Châu Âu, 11 (1), 22–31. doi:https://doi.org/10.1159/000081413 CrossRef, Medline
	Billieux, J., Lagrange, G., Van der Linden, M., Lancon, C., Adida, M., & Jeanningros, R. (2012). Điều tra về tính bốc đồng trong một mẫu bệnh nhân cờ bạc đang tìm cách điều trị: Góc nhìn đa chiều. Nghiên cứu Tâm thần học, 198 (2), 291–296. doi:https://doi.org/10.1016/j.psychres.2012.01.001 CrossRef, Medline
	Billieux, J., Schimmenti, A., Khazaal, Y., Maurage, P., & Heeren, A. (2015). Chúng ta có đang quá phô trương cuộc sống hàng ngày không? Một kế hoạch chi tiết có thể quản lý để nghiên cứu hành vi nghiện. Tạp chí Nghiện Hành vi, 4 (3), 119–123. doi:https://doi.org/10.1556/2006.4.2015.009 liên kết
	Canale, N., Rubaltelli, E., Vieno, A., Pittarello, A., & Billieux, J. (2017). Sự bốc đồng ảnh hưởng đến cá cược khi bị căng thẳng trong cờ bạc trong phòng thí nghiệm. Báo cáo Khoa học, 7 (1), 1–12. doi:https://doi.org/10.1038/s41598-017-10745-9 CrossRef, Medline
	Canale, N., Scacchi, L., & Griffiths, M. D. (2016). Cờ bạc và bốc đồng ở tuổi vị thành niên: Việc làm trong thời gian học trung học có điều chỉnh mối quan hệ không? Hành vi gây nghiện, 60, 37–41. doi:https://doi.org/10.1016/j.addbeh.2016.04.001 CrossRef, Medline
	Claes, L., Islam, M. A., Fagundo, A. B., Jimenez-Murcia, S., Granero, R., Aguera, Z., Rossi, E., Menchón, J. M., & Fernandez-Aranda, F. (2015). Mối quan hệ giữa không tự sát gây thương tích cho bản thân và các khía cạnh bốc đồng UPPS-P trong rối loạn ăn uống và kiểm soát sức khỏe. PLoS Một, 10 (5), e0126083. doi:https://doi.org/10.1371/journal.pone.0126083 CrossRef, Medline
	Colder, C. R., Scalco, M., Trucco, E. M., Read, J. P., Lengua, L. J., Wieczorek, W. F., & Hawk, L. W. (2013). Các mối liên hệ tiềm tàng về các vấn đề bên trong và bên ngoài và sự đồng xuất hiện của chúng với việc sử dụng chất kích thích ở tuổi vị thành niên. Tạp chí Tâm lý Trẻ em Bất thường, 41 (4), 667–677. doi:https://doi.org/10.1007/s10802-012-9701-0 CrossRef, Medline
	Coskunpinar, A., Dir, A. L., & Cyders, M. A. (2013). Tính đa chiều trong tính bốc đồng và sử dụng rượu: Một phân tích tổng hợp sử dụng mô hình UPPS về tính bốc đồng. Nghiện rượu, Nghiên cứu Lâm sàng và Thực nghiệm, 37 (9), 1441–1450. doi:https://doi.org/10.1111/acer.12131 CrossRef, Medline
	Cyders, M. A. (2013). Tính bốc đồng và giới tính: Sự bất biến về đo lường và cấu trúc của Thang đo hành vi bốc đồng UPPS-P. Đánh giá, 20 (1), 86–97. doi:https://doi.org/10.1177/1073191111428762 CrossRef, Medline
	Cyders, M. A., & Coskunpinar, A. (2011). Đo lường các cấu trúc bằng cách sử dụng các nhiệm vụ phòng thí nghiệm hành vi và tự báo cáo: Có sự chồng chéo trong khoảng thời gian danh nghĩa và đại diện cấu trúc cho sự bốc đồng? Tạp chí Tâm lý học Lâm sàng, 31 (6), 965–982. doi:https://doi.org/10.1016/j.cpr.2011.06.001 CrossRef, Medline
	Cyders, M. A., & Smith, G. T. (2008). Các khuynh hướng dựa trên cảm xúc đối với hành động hấp tấp: Sự khẩn cấp tích cực và tiêu cực. Bản tin Tâm lý, 134 (6), 807–828. doi:https://doi.org/10.1037/a0013341 CrossRef, Medline
	Cyders, M. A., Smith, G. T., Spillane, N. S., Fischer, S., Annus, A. M., & Peterson, C. (2007). Tích hợp tính bốc đồng và tâm trạng tích cực để dự đoán hành vi nguy cơ: Phát triển và xác nhận một thước đo mức độ khẩn cấp tích cực. Đánh giá Tâm lý, 19 (1), 107–118. doi:https://doi.org/10.1037/1040-3590.19.1.107 CrossRef, Medline
	Dahlgren, C. L., Stedal, K., & Wisting, L. (2017). Một đánh giá có hệ thống về tỷ lệ rối loạn ăn uống ở các nước Bắc Âu: 1994–2016. Tâm lý học Bắc Âu, 1–19. doi:https://doi.org/10.1080/19012276.2017.1410071 CrossRef
	Dalley, J. W., Everitt, B. J., & Robbins, T. W. (2011). Tính bốc đồng, tính cưỡng bách và kiểm soát nhận thức từ trên xuống. Nơron, 69 (4), 680–694. doi:https://doi.org/10.1016/j.neuron.2011.01.020 CrossRef, Medline
	Dalley, JW, Fryer, TD, Brichard, L., Robinson, ES, Theobald, DE, Laane, K., Peña, Y., Murphy, ER, Shah, Y., Probst, K., Abakumova, I., Aigbirhio, FI, Richards, HK, Hong, Y., Baron, JC, Everitt, BJ, & Robbins, TW (2007). Các thụ thể D2 / 3 của nucleus Tích lũy dự đoán tính trạng bốc đồng và tăng cường cocaine. Khoa học, 315 (5816), 1267–1270. doi:https://doi.org/10.1126/science.1137073 CrossRef, Medline
	Deleuze, J., Nuyens, F., Rochat, L., Rothen, S., Maurage, P., & Billieux, J. (2017). Các yếu tố nguy cơ gây nghiện đã được xác lập không phân biệt được giữa những người chơi game khỏe mạnh và những người chơi chứng thực chứng rối loạn chơi game trên Internet DSM-5. Tạp chí Nghiện Hành vi, 6 (4), 516–524. doi:https://doi.org/10.1556/2006.6.2017.074 liên kết
	Duarte, C., Pinto-Gouveia, J., & Ferreira, C. (2015). Mở rộng đánh giá ăn uống vô độ: Tính hiệu lực và giá trị sàng lọc của Thang đo ăn uống vô độ ở phụ nữ trong dân số chung. Hành vi ăn uống, 18, 41–47. doi:https://doi.org/10.1016/j.eatbeh.2015.03.007 CrossRef, Medline
	Edwards, A. C., Latendresse, S. J., Heron, J., Cho, S. B., Hickman, M., Lewis, G., Dick, D. M., & Kendler, K. S. (2014). Các triệu chứng nội tâm thời thơ ấu có liên quan tiêu cực đến việc sử dụng rượu ở tuổi vị thành niên. Nghiện rượu, Nghiên cứu Lâm sàng và Thực nghiệm, 38 (6), 1680–1688. doi:https://doi.org/10.1111/acer.12402 CrossRef, Medline
	Ersche, K. D., Jones, P. S., Williams, G. B., Turton, A. J., Robbins, T. W., & Bullmore, E. T. (2012). Cấu trúc não bất thường liên quan đến chứng nghiện thuốc kích thích. Khoa học, 335 (6068), 601–604. doi:https://doi.org/10.1126/science.1214463 CrossRef, Medline
	Evenden, J. L. (1999). Nhiều loại bốc đồng. Psychopharmacology (Berl), 146 (4), 348–361. doi:https://doi.org/10.1007/PL00005481 CrossRef, Medline
	Fernandez-Serrano, M. J., Perales, J. C., Moreno-Lopez, L., Perez-Garcia, M., & Verdejo-Garcia, A. (2012). Mô tả tâm lý thần kinh về sự bốc đồng và tính cưỡng bách ở những người phụ thuộc vào cocaine. Psychopharmacology (Berl), 219 (2), 673–683. doi:https://doi.org/10.1007/s00213-011-2485-z CrossRef, Medline
	Fischer, J. A., Najman, J. M., Williams, G. M., & Clavarino, A. M. (2012). Tâm sinh lý thời thơ ấu và vị thành niên và hút thuốc lá tiếp theo ở thanh niên: Phát hiện từ một nhóm thuần tập sơ sinh Úc. Nghiện, 107 (9), 1669–1676. doi:https://doi.org/10.1111/j.1360-0443.2012.03846.x CrossRef, Medline
	Fischer, S., & Smith, G. T. (2008). Ăn uống quá đà, uống rượu có vấn đề và cờ bạc bệnh hoạn: Liên kết hành vi với các đặc điểm chung và học hỏi xã hội. Tính cách và Sự khác biệt của Cá nhân, 44 (4), 789–800. doi:https://doi.org/10.1016/j.paid.2007.10.008 CrossRef
	Garavan, H., Ross, T. J., & Stein, E. A. (1999). Sự thống trị của bán cầu phải kiểm soát ức chế: Một nghiên cứu MRI chức năng liên quan đến sự kiện. Kỷ yếu của Viện Hàn lâm Khoa học Quốc gia Hoa Kỳ, 96 (14), 8301–8306. doi:https://doi.org/10.1073/pnas.96.14.8301 CrossRef, Medline
	Gauffin, K., Vinnerljung, B., Fridell, M., Hesse, M., & Hjern, A. (2013). Tình trạng kinh tế xã hội thời thơ ấu, thất bại ở trường học và lạm dụng ma túy: Một nghiên cứu thuần tập quốc gia Thụy Điển. Nghiện, 108 (8), 1441–1449. doi:https://doi.org/10.1111/add.12169 CrossRef, Medline
	Gay, P., Rochat, L., Billieux, J., d'Acremont, M., & Van der Linden, M. (2008). Các quá trình ức chế không đồng nhất liên quan đến các khía cạnh khác nhau của tính bốc đồng tự báo cáo: Bằng chứng từ mẫu cộng đồng. Acta Psychologica, 129 (3), 332–339. doi:https://doi.org/10.1016/j.actpsy.2008.08.010 CrossRef, Medline
	Gola, M., Wordecha, M., Sescousse, G., Lew-Starowicz, M., Kossowski, B., Wypych, M., Makeig, S., Potenza, M. N., & Marchewka, A. (2017). Nội dung khiêu dâm có thể gây nghiện không? Một nghiên cứu của fMRI về những người đàn ông đang tìm cách điều trị cho việc sử dụng nội dung khiêu dâm có vấn đề. Neuropsychopharmacology, 42 (10), 2021–2031. doi:https://doi.org/10.1038/npp.2017.78 CrossRef, Medline
	Gormally, J., Black, S., Daston, S., & Rardin, D. (1982). Đánh giá mức độ nghiêm trọng của việc ăn uống vô độ ở những người béo phì. Hành vi gây nghiện, 7 (1), 47–55. doi:https://doi.org/10.1016/0306-4603(82)90024-7 CrossRef, Medline
	Grall-Bronnec, M., Wainstein, L., Feuillet, F., Bouju, G., Rocher, B., Venisse, J. L., & Sebille-Rivain, V. (2012). Hồ sơ lâm sàng như một chức năng của mức độ và kiểu bốc đồng trong một nhóm mẫu gồm những người chơi cờ bạc có nguy cơ và bệnh lý đang tìm cách điều trị. Tạp chí Nghiên cứu Cờ bạc, 28 (2), 239–252. doi:https://doi.org/10.1007/s10899-011-9258-9 CrossRef, Medline
	Griffith-Lendering, M. F. H., Huijbregts, S. C. J., Mooijaart, A., Vollebergh, W. A. ​​M., & Swaab, H. (2011). Sử dụng cần sa và phát triển các vấn đề về hành vi bên ngoài và nội tâm hóa ở giai đoạn đầu tuổi vị thành niên: Một nghiên cứu TRAILS. Lệ thuộc vào Ma túy và Rượu, 116 (1–3), 11–17. doi:https://doi.org/10.1016/j.drugalcdep.2010.11.024 CrossRef, Medline
	Gu, Z. G., Gu, L., Eils, R., Schlesner, M., & Brors, B. (2014). Circlize triển khai và nâng cao khả năng hiển thị hình tròn trong R. Bioinformatics, 30 (19), 2811–2812. doi:https://doi.org/10.1093/bioinformatics/btu393 CrossRef, Medline
	Ha, Y. M., & Hwang, W. J. (2014). Sự khác biệt về giới trong chứng nghiện Internet liên quan đến các chỉ số sức khỏe tâm lý ở thanh thiếu niên sử dụng cuộc khảo sát dựa trên web quốc gia. Tạp chí Quốc tế về Sức khỏe Tâm thần và Nghiện, 12 (5), 660–669. doi:https://doi.org/10.1007/s11469-014-9500-7 CrossRef
	Hald, G. M. (2006). Sự khác biệt về giới trong việc tiêu thụ nội dung khiêu dâm ở những người trẻ tuổi Đan Mạch dị tính luyến ái. Lưu trữ Hành vi Tình dục, 35 (5), 577–585. doi:https://doi.org/10.1007/s10508-006-9064-0 CrossRef, Medline
	Heatherton, T. F., & Baumeister, R. F. (1991). Chán ăn như trốn khỏi nhận thức về bản thân. Bản tin Tâm lý, 110 (1), 86–108. doi:https://doi.org/10.1037/0033-2909.110.1.86 CrossRef, Medline
	Heron, J., Barker, E. D., Joinson, C., Lewis, G., Hickman, M., Munafo, M., & Macleod, J. (2013). Thời thơ ấu tiến hành quỹ đạo rối loạn, các yếu tố nguy cơ trước đó và sử dụng cần sa ở tuổi 16: Nghiên cứu đoàn hệ khi sinh. Nghiện, 108 (12), 2129–2138. doi:https://doi.org/10.1111/add.12268 CrossRef, Medline
	Hildebrand, M. (2015). Các thuộc tính tâm lý của Thử nghiệm Nhận dạng Rối loạn Sử dụng Thuốc (DUDIT): Đánh giá các nghiên cứu gần đây. Tạp chí điều trị lạm dụng chất gây nghiện, 53, 52 tầm 59. doi:https://doi.org/10.1016/j.jsat.2015.01.008 CrossRef, Medline
	Irvine, M. A., Worbe, Y., Bolton, S., Harrison, N. A., Bullmore, E. T., & Voon, V. (2013). Suy giảm tính bốc đồng quyết đoán ở những người chơi trò chơi điện tử bệnh lý. PLoS Một, 8 (10), e75914. doi:https://doi.org/10.1371/journal.pone.0075914 CrossRef, Medline
	Kaiser, A., Bonsu, J. A., Charnigo, R. J., Milich, R., & Lynam, D. R. (2016). Tính cách bốc đồng và sử dụng rượu bia: Quan hệ hai chiều trên một năm. Tạp chí Nghiên cứu về Rượu và Ma túy, 77 (3), 473–482. doi:https://doi.org/10.15288/jsad.2016.77.473 CrossRef, Medline
	Kardefelt-Winther, D., Heeren, A., Schimmenti, A., van Rooij, A., Maurage, P., Carras, M., Edman, J., Blaszczynski, A., Khazaal, Y., & Billieux , J. (2017). Làm thế nào chúng ta có thể hình thành khái niệm nghiện hành vi mà không làm bệnh lý các hành vi thông thường? Nghiện, 112 (10), 1709–1715. doi:https://doi.org/10.1111/add.13763 CrossRef, Medline
	Kelly, N. R., Cotter, E. W., & Mazzeo, S. E. (2014). Xem xét vai trò của khả năng chịu đựng đau khổ và mức độ khẩn cấp tiêu cực trong hành vi ăn uống vô độ ở phụ nữ. Hành vi ăn uống, 15 (3), 483–489. doi:https://doi.org/10.1016/j.eatbeh.2014.06.012 CrossRef, Medline
	Kraus, L., Guttormsson, U., Leifman, H., Arpa, S., Molinaro, S., & Monshouwer, K. (2016). Báo cáo ESPAD 2015: Kết quả từ Dự án Khảo sát Trường học Châu Âu về rượu và các chất gây nghiện khác. Luxembourg: Văn phòng xuất bản của Liên minh Châu Âu.
	Kraus, S., & Rosenberg, H. (2014). Bảng câu hỏi về sự thèm muốn khiêu dâm: Tính chất tâm lý. Lưu trữ về Hành vi Tình dục, 43 (3), 451–462. doi:https://doi.org/10.1007/s10508-013-0229-3 CrossRef, Medline
	Kraus, S., Voon, V., & Potenza, M. N. (2016). Hành vi tình dục cưỡng bách có nên được coi là một chứng nghiện? Nghiện, 111 (12), 2097–2106. doi:https://doi.org/10.1111/add.13297 CrossRef, Medline
	Kuss, D. J., Griffiths, M. D., & Pontes, H. M. (2017). Chẩn đoán DSM-5 về chứng rối loạn chơi game trên Internet: Một số cách tiến bộ trong việc khắc phục các vấn đề và mối quan tâm trong lĩnh vực nghiên cứu trò chơi. Tạp chí Nghiện Hành vi, 6 (2), 133–141. doi:https://doi.org/10.1556/2006.6.2017.032 liên kết
	Lecrubier, Y., Sheehan, D. V., Weiller, E., Amorim, P., Bonora, I., Sheehan, K. H., Janavs, J., & Dunbar, G. C. (1997). Cuộc phỏng vấn bệnh thần kinh quốc tế thu nhỏ (MINI). Một cuộc phỏng vấn có cấu trúc chẩn đoán ngắn: Độ tin cậy và tính hợp lệ theo CIDI. Tâm thần học Châu Âu, 12 (5), 224–231. doi:https://doi.org/10.1016/S0924-9338(97)83296-8 CrossRef
	Lynam, D. R., Smith, G. T., Whiteside, S. P., & Cyders, M. A. (2006). UPPS-P: Đánh giá năm con đường tính cách dẫn đến hành vi bốc đồng (Báo cáo kỹ thuật). West Lafayette, IN: Đại học Purdue.
	Meneses-Gaya, C., Zuardi, A. W., Loureiro, S. R., & Crippa, J. A. S. (2009). Kiểm tra Nhận dạng Rối loạn Sử dụng Rượu (AUDIT): Một đánh giá có hệ thống cập nhật về các đặc tính đo lường tâm lý. Tâm lý học & Khoa học thần kinh, 2 (1), 83–97. doi:https://doi.org/10.3922/j.psns.2009.1.12 CrossRef
	Michalczuk, R., Bowden-Jones, H., Verdejo-Garcia, A., & Clark, L. (2011). Sự bốc đồng và méo mó nhận thức ở những người chơi cờ bạc bệnh lý đến khám tại bệnh viện cờ bạc có vấn đề quốc gia của Vương quốc Anh: Một báo cáo sơ bộ. Y học Tâm lý, 41 (12), 2625–2635. doi:https://doi.org/10.1017/S003329171100095X CrossRef, Medline
	Miettunen, J., Murray, GK, Jones, PB, Maki, P., Ebeling, H., Taanila, A., Joukamaa, M., Savolainen, J., Törmänen, S., Järvelin, MR, Veijola, J ., & Moilanen, I. (2014). Mối liên hệ theo chiều dọc giữa thời thơ ấu và tuổi trưởng thành bên ngoài và nội tâm hóa tâm lý và sử dụng chất gây nghiện ở tuổi vị thành niên. Y học Tâm lý, 44 (8), 1727–1738. doi:https://doi.org/10.1017/S0033291713002328 CrossRef, Medline
	Mikheeva, O. V., & Tragesser, S. L. (2016). Đặc điểm tính cách, ăn uống rối loạn và sử dụng rượu ở sinh viên đại học: Phân tích hồ sơ tiềm ẩn. Tính cách và Sự khác biệt của Cá nhân, 94, 360–365. doi:https://doi.org/10.1016/j.paid.2016.02.004 CrossRef
	Murphy, C. M., Stojek, M. K., & MacKillop, J. (2014). Mối quan hệ giữa các đặc điểm tính cách bốc đồng, nghiện thực phẩm và chỉ số khối cơ thể. Cảm giác thèm ăn, 73, 45–50. doi:https://doi.org/10.1016/j.appet.2013.10.008 CrossRef, Medline
	Nuyens, F., Deleuze, J., Maurage, P., Griffiths, M. D., Kuss, D. J., & Billieux, J. (2016). Sự bốc đồng ở các game thủ đấu trường trực tuyến nhiều người chơi: Kết quả sơ bộ về các biện pháp thử nghiệm và tự báo cáo. Tạp chí Nghiện Hành vi, 5 (2), 351–356. doi:https://doi.org/10.1556/2006.5.2016.028 liên kết
	O'Brien, R. M. (2007). Thận trọng đối với các quy tắc ngón tay cái đối với các yếu tố lạm phát phương sai. Chất lượng & Số lượng, 41 (5), 673–690. doi:https://doi.org/10.1007/s11135-006-9018-6 CrossRef
	Pearson, C. M., Combs, J. L., Zapolslci, T. C. B., & Smith, G. T. (2012). Một mô hình rủi ro giao dịch theo chiều dọc cho sự khởi phát sớm của rối loạn ăn uống. Tạp chí Tâm lý học Bất thường, 121 (3), 707–718. doi:https://doi.org/10.1037/a0027567 CrossRef, Medline
	Pedersen, M. U., Frederiksen, K. S., & Pedersen, M. M. (2015). Ứng dụng UngMap - en metode cho đến khi nhận dạng af særlige belastninger, ressourcer, rusmiddelbrug / misbrug og trivsel blandt danske 15-25 årige [YouthMap - Một phương pháp để xác định mức độ nghiêm trọng của vấn đề, nguồn cung cấp, sử dụng / lạm dụng AOD và sức khỏe của những người từ 15–25 tuổi Đan Mạch]. Aarhus, Đan Mạch: Đại học Aarhus, Trung tâm Nghiên cứu Rượu và Ma túy.
	Pedersen, M. U., Rømer Thomsen, K., Heradstveit, O., Skogen, J. C., Hesse, M., & Jones, S. (báo chí). Các vấn đề về hành vi bên ngoài liên quan đến việc sử dụng chất kích thích ở thanh thiếu niên trên sáu mẫu từ các nước Bắc Âu. Khoa Tâm thần Trẻ em & Vị thành niên Châu Âu.
	Pedersen, M. U., Rømer Thomsen, K., Pedersen, M. M., & Hesse, M. (2017). Lập bản đồ các yếu tố nguy cơ đối với việc sử dụng chất kích thích: Giới thiệu Bản đồ thanh niên12. Hành vi Gây nghiện, 65, 40–50. doi:https://doi.org/10.1016/j.addbeh.2016.09.005 CrossRef, Medline
	Petry, N. M., Rehbein, F., Ko, C. H., & O'Brien, C. P. (2015). Rối loạn chơi game trên Internet trong DSM-5. Báo cáo Tâm thần học Hiện tại, 17 (9), 72. doi:https://doi.org/10.1007/s11920-015-0610-0 CrossRef, Medline
	Pontes, H. M., & Griffiths, M. D. (2015). Đo lường rối loạn chơi game trên Internet DSM-5: Phát triển và xác nhận thang đo tâm lý ngắn. Máy tính trong Hành vi con người, 45, 137–143. doi:https://doi.org/10.1016/j.chb.2014.12.006 CrossRef
	Nhóm R lõi (2014). R: Một ngôn ngữ và môi trường cho tính toán thống kê. Vienna, Áo: Quỹ R cho máy tính thống kê. Lấy ra từ http://www.R-project.org/
	Rochat, L., Billieux, J., Gagnon, J., & Van der Linden, M. (2018). Một cách tiếp cận đa yếu tố và tích hợp đối với tính bốc đồng trong tâm lý thần kinh: Những hiểu biết sâu sắc từ mô hình UPPS về sự bốc đồng. Tạp chí Tâm lý học Thần kinh Lâm sàng và Thực nghiệm, 40 (1), 45–61. doi:https://doi.org/10.1080/13803395.2017.1313393 CrossRef, Medline
	Rømer Thomsen, K., Joensson, M., Lou, H. C., Moller, A., Gross, J., Kringelbach, M. L., & Changeux, J. P. (2013). Thay đổi tương tác paralimbic trong chứng nghiện hành vi. Kỷ yếu của Viện Hàn lâm Khoa học Quốc gia Hoa Kỳ, 110 (12), 4744–4749. doi:https://doi.org/10.1073/pnas.1302374110 CrossRef, Medline
	Saunders, J. B., Aasland, O. G., Babor, T. F., Delafuente, J. R., & Grant, M. (1993). Phát triển Kiểm tra Nhận dạng Rối loạn Sử dụng Rượu (Kiểm toán) - Dự án hợp tác phát hiện sớm những người uống rượu có hại-II. Nghiện, 88 (6), 791–804. doi:https://doi.org/10.1111/j.1360-0443.1993.tb02093.x CrossRef, Medline
	Savvidou, LG, Fagundo, AB, Fernandez-Aranda, F., Granero, R., Claes, L., Mallorqui-Baque, N., Verdejo-García, A., Steiger, H., Israel, M., Moragas , L., Del Pino-Gutiérrez, A., Aymamí, N., Gómez-Peña, M., Agüera, Z., Tolosa-Sola, I., La Verde, M., Aguglia, E., Menchón, J.M & Jimenez-Murcia, S. (2017). Rối loạn cờ bạc có liên quan đến các đặc điểm bốc đồng được đo bằng UPPS-P và mối liên quan này có được kiểm duyệt theo giới tính và tuổi tác không? Khoa Tâm thần Toàn diện, 72, 106–113. doi:https://doi.org/10.1016/j.comppsych.2016.10.005 CrossRef, Medline
	Giải quyết, R. E., Zapolski, T. C., & Smith, G. T. (2014). Thử nghiệm dọc của một mô hình phát triển của quá trình chuyển đổi sang uống rượu sớm. Tạp chí Tâm lý học Bất thường, 123 (1), 141–151. doi:https://doi.org/10.1037/a0035670 CrossRef, Medline
	Giải quyết, R. F., Cyders, M., & Smith, G. T. (2010). Xác nhận theo chiều dọc của mô hình chuẩn bị sẵn sàng về rủi ro khi uống. Tâm lý học về các hành vi gây nghiện, 24 (2), 198–208. doi:https://doi.org/10.1037/a0017631 CrossRef, Medline
	Smith, G. T., Fischer, S., Cyders, M. A., Annus, A. M., & Spillane, N. S. (2007). Về tính hợp lệ và tiện ích của việc phân biệt đối xử giữa các đặc điểm giống tính bốc đồng. Đánh giá, 14 (2), 155–170. doi:https://doi.org/10.1177/1073191106295527 CrossRef, Medline
	Smith, K. (2014). Sự khác biệt về giới trong chất lạm dụng chính giữa các nhóm tuổi. Báo cáo CBHSQ. Rockville, MD: Trung tâm Thống kê và Chất lượng Sức khỏe Hành vi, Lạm dụng Chất và Quản lý Dịch vụ Sức khỏe Tâm thần.
	Sperry, S. H., Lynam, D. R., Walsh, M. A., Horton, L. E., & Kwapil, T. R. (2016). Xem xét cấu trúc đa chiều của tính bốc đồng trong cuộc sống hàng ngày. Tính cách và Sự khác biệt Cá nhân, 94, 153–158. doi:https://doi.org/10.1016/j.paid.2016.01.018 CrossRef
	StataCorp. (2015). Phần mềm thống kê Stata: Phát hành 14: College Station, TX: StataCorp LP.
	Stautz, K., & Cooper, A. (2013). Các đặc điểm tính cách liên quan đến bốc đồng và sử dụng rượu ở tuổi vị thành niên: Một đánh giá phân tích tổng hợp. Tạp chí Tâm lý học Lâm sàng, 33 (4), 574–592. doi:https://doi.org/10.1016/j.cpr.2013.03.003 CrossRef, Medline
	Thylstrup, B., Schroder, S., & Hesse, M. (2015). Giáo dục tâm lý cho việc sử dụng chất kích thích và rối loạn nhân cách chống đối xã hội: Một thử nghiệm ngẫu nhiên. BMC Psychiatry, 15 (1), 283. doi:https://doi.org/10.1186/s12888-015-0661-0 CrossRef, Medline
	Tice, D. M., Bratslavsky, E., & Baumeister, R. F. (2001). Kiểm soát cảm xúc đau buồn được ưu tiên hơn kiểm soát xung động: Nếu bạn cảm thấy tồi tệ, hãy làm điều đó! Tạp chí Nhân cách và Tâm lý Xã hội, 80 (1), 53–67. doi:https://doi.org/10.1037/0022-3514.80.1.53 CrossRef, Medline
	Torres, A., Catena, A., Megias, A., Maldonado, A., Candido, A., Verdejo-Garcia, A., & Perales, J. C. (2013). Các con đường cảm xúc và phi cảm xúc dẫn đến hành vi bốc đồng và nghiện ngập. Biên giới trong Khoa học Thần kinh Con người, 7, 43. doi:https://doi.org/10.3389/fnhum.2013.00043 CrossRef, Medline
	VanderBroek-Stice, L., Stojek, M. K., Beach, S. R., van Dellen, M. R., & MacKillop, J. (2017). Đánh giá đa chiều về tính bốc đồng liên quan đến béo phì và nghiện ăn. Cảm giác ngon miệng, 112, 59–68. doi:https://doi.org/10.1016/j.appet.2017.01.009 CrossRef, Medline
	VanderVeen, J. D., Hershberger, A. R., & Cyders, M. A. (2016). Mô hình UPPS-P bốc đồng và các hành vi sử dụng cần sa ở thanh thiếu niên: Một phân tích tổng hợp. Lệ thuộc vào Ma túy và Rượu, 168, 181–190. doi:https://doi.org/10.1016/j.drugalcdep.2016.09.016 CrossRef, Medline
	Verdejo-Garcia, A., Bechara, A., Recknor, E. C., & Perez-Garcia, M. (2007). Sự bốc đồng do cảm xúc tiêu cực dự báo các vấn đề phụ thuộc vào chất gây nghiện. Lệ thuộc vào Ma túy và Rượu, 91 (2–3), 213–219. doi:https://doi.org/10.1016/j.drugalcdep.2007.05.025 CrossRef, Medline
	Verdejo-Garcia, A., Lozano, O., Moya, M., Alcazar, M. A., & Perez-Garcia, M. (2010). Các thuộc tính tâm lý của một phiên bản tiếng Tây Ban Nha của Thang đo hành vi bốc đồng UPPS-P: Độ tin cậy, tính hợp lệ và sự liên kết với đặc điểm và sự bốc đồng về nhận thức. Tạp chí Đánh giá Nhân cách, 92 (1), 70–77. doi:https://doi.org/10.1080/00223890903382369 CrossRef, Medline
	Voluse, A. C., Gioia, C. J., Sobell, L. C., Dum, M., Sobell, M. B., & Simco, E. R. (2012). Các đặc tính tâm lý của Thử nghiệm Nhận dạng Rối loạn Sử dụng Ma túy (DUDIT) với những người lạm dụng chất gây nghiện trong điều trị ngoại trú và nội trú. Hành vi gây nghiện, 37 (1), 36–41. doi:https://doi.org/10.1016/j.addbeh.2011.07.030 CrossRef, Medline
	Voon, V., & Dalley, J. W. (2016). Phép đo có thể dịch được và có thể dịch ngược về tính bốc đồng và tính cưỡng bách: Quá trình hội tụ và phân kỳ. Dịch thần kinh sinh lý, 28, 53–91. doi:https://doi.org/10.1007/7854_2015_5013 CrossRef
	Voon, V., Irvine, MA, Derbyshire, K., Worbe, Y., Lange, I., Abbott, S., Morein-Zamir, S., Dudley, R., Caprioli, D., Harrison, NA, Wood, J., Dalley, JW, Bullmore, ET, Grant, JE và Robbins, TW (2014). Đo lường sự bốc đồng "chờ đợi" trong chứng nghiện chất và chứng rối loạn ăn uống vô độ trong một nhiệm vụ tương tự mới về thời gian phản ứng nối tiếp của loài gặm nhấm. Tâm thần học sinh học, 75 (2), 148–155. doi:https://doi.org/10.1016/j.biopsych.2013.05.013 CrossRef, Medline
	Voon, V., Mole, TB, Banca, P., Porter, L., Morris, L., Mitchell, S., Lapa, TR, Karr, J., Harrison, NA, Potenza, MN, & Irvine, M . (2014). Tương quan thần kinh của phản ứng tín hiệu tình dục ở những người có và không có hành vi tình dục cưỡng bức. PLoS One, 9 (7), e102419. doi:https://doi.org/10.1371/journal.pone.0102419 CrossRef, Medline
	Wery, A., Burnay, J., Karila, L., & Billieux, J. (2016). Bài kiểm tra chứng nghiện Internet ngắn của Pháp điều chỉnh cho phù hợp với các hoạt động tình dục trực tuyến: Xác nhận và liên kết với sở thích tình dục trực tuyến và các triệu chứng nghiện. Tạp chí Nghiên cứu Tình dục, 53 (6), 701–710. doi:https://doi.org/10.1080/00224499.2015.1051213 CrossRef, Medline
	Wery, A., Deleuze, J., Canale, N., & Billieux, J. (2018). Sự bốc đồng đầy cảm xúc tương tác với ảnh hưởng đến việc dự đoán việc sử dụng hoạt động tình dục trực tuyến gây nghiện ở nam giới. Tâm thần học toàn diện, 80, 192–201. doi:https://doi.org/10.1016/j.comppsych.2017.10.004 CrossRef, Medline
	Whiteside, S. P., & Lynam, D. R. (2001). Mô hình năm yếu tố và tính bốc đồng: Sử dụng mô hình cấu trúc của tính cách để hiểu tính bốc đồng. Tính cách và Sự khác biệt Cá nhân, 30 (4), 669–689. doi:https://doi.org/10.1016/S0191-8869(00)00064-7 CrossRef
	Whiteside, S. P., & Lynam, D. R. (2003). Hiểu được vai trò của sự bốc đồng và biểu hiện tâm lý bên ngoài trong việc lạm dụng rượu: Áp dụng Thang hành vi bốc đồng UPPS. Thực nghiệm và Tâm pháp học Lâm sàng, 11 (3), 210–217. doi:https://doi.org/10.1037/1064-1297.11.3.210 CrossRef, Medline
	Young, S. E., Corley, R. P., Stallings, M. C., Rhee, S. H., Crowley, T. J., & Hewitt, J. K. (2002). Sử dụng, lạm dụng và lệ thuộc chất gây nghiện ở tuổi vị thành niên: Tỷ lệ phổ biến, cấu hình triệu chứng và các mối tương quan. Lệ thuộc vào Ma túy và Rượu, 68 (3), 309–322. doi:https://doi.org/10.1016/S0376-8716(02)00225-9 CrossRef, Medline
	Zanarini, M. C., Conkey, L. C., Temes, C. M., & Fitzmaurice, G. M. (2017). Thử nghiệm ngẫu nhiên có đối chứng về giáo dục tâm lý dựa trên web cho phụ nữ bị rối loạn nhân cách ranh giới. Tạp chí Tâm thần học Lâm sàng. Xuất bản trực tuyến trước. doi:https://doi.org/10.4088/JCP.16m11153 CrossRef, Medline

 

Đặc điểm bốc đồng và hành vi liên quan đến nghiện ở thanh niên.

J Behav Addict. 2018 ngày 12 tháng 4:1-14. doi: 10.1556/2006.7.2018.22.

Rømer Thomsen K ¹ , Callesen MB ¹ , Hesse M ¹ , Kvamme TL ¹ , Pedersen MM ¹ , Pedersen MU ¹ , Voon V ².

J Behav Addict. 2018 ngày 12 tháng 4:1-14. doi: 10.1556/2006.7.2018.22.

Rømer Thomsen K ¹ , Callesen MB ¹ , Hesse M ¹ , Kvamme TL ¹ , Pedersen MM ¹ , Pedersen MU ¹ , Voon V ².

Tóm tắt

Bối cảnh và mục đích

Sự bốc đồng là một yếu tố rủi ro cho các hành vi gây nghiện. Mô hình bốc đồng UPPS-P có liên quan đến chứng nghiện ma túy và rối loạn cờ bạc, nhưng vai trò của nó đối với các hành vi không liên quan đến nghiện chất khác là ít được hiểu. Chúng tôi đã tìm cách kiểm tra mối liên hệ giữa các đặc điểm bốc đồng UPPS-P và các chỉ số của các hành vi liên quan đến nghiện nhiều chất và không gây nghiện ở thanh thiếu niên với sự tham gia khác nhau trong các hành vi này.

Phương pháp

Những người tham gia (N = 109, 16-26 tuổi, 69% nam) được chọn từ một cuộc khảo sát quốc gia dựa trên mức độ các vấn đề bên ngoài của họ để đạt được sự phân bổ rộng rãi trong các hành vi liên quan đến nghiện. Những người tham gia đã hoàn thành Bảng câu hỏi UPPS-P và các bảng câu hỏi tiêu chuẩn đánh giá việc sử dụng có vấn đề đối với chất gây nghiện (rượu, cần sa và các chất gây nghiện khác) và phi chất gây nghiện (chơi game trên Internet, nội dung khiêu dâm và thực phẩm). Phân tích hồi quy được sử dụng để đánh giá mối liên quan giữa các đặc điểm bốc đồng và các chỉ số của các hành vi liên quan đến nghiện.

Kết quả

Mô hình UPPS-P có mối liên hệ tích cực với các chỉ số của tất cả các hành vi liên quan đến nghiện, ngoại trừ nghiện game trực tuyến. Trong các mô hình được điều chỉnh đầy đủ, tìm kiếm cảm giác mạnh và thiếu kiên trì có liên quan đến việc sử dụng rượu có vấn đề, tính cấp bách có liên quan đến việc sử dụng cần sa có vấn đề, và thiếu kiên trì có liên quan đến việc sử dụng các loại thuốc khác ngoài cần sa có vấn đề. Hơn nữa, tính cấp bách và thiếu kiên trì có liên quan đến ăn uống vô độ và thiếu kiên trì có liên quan đến việc sử dụng nội dung khiêu dâm có vấn đề.

thảo luận và kết luận

Chúng tôi nhấn mạnh vai trò của tính bốc đồng trong nhiều hành vi liên quan đến nghiện. Những phát hiện của chúng tôi ở thanh niên có nguy cơ làm nổi bật tính cấp bách và thiếu kiên trì là yếu tố dự báo tiềm năng cho sự phát triển của nghiện và là mục tiêu điều trị dự phòng tiềm năng.

PMID: 29642723

DOI: 10.1556/2006.7.2018.22

 

Giới thiệu

Phần:

Tính bốc đồng và UPPS-P

Tính bốc đồng được định nghĩa một cách rộng rãi là xu hướng đưa ra các quyết định và hành động nhanh chóng, thiếu cân nhắc và không kiềm chế, bất chấp hậu quả tiêu cực. Tính bốc đồng ngày càng được khái niệm hóa là đa chiều ( Evenden, 1999 ; Sperry, Lynam, Walsh, Horton, & Kwapil, 2016 ), và các thành phần phụ có bản chất không đồng nhất và liên quan đến các chất nền thần kinh riêng biệt nhưng chồng chéo ( Dalley, Everitt, & Robbins, 2011 ).

Tính bốc đồng có thể được đo lường bằng phương pháp tự báo cáo, chẳng hạn như Thang đo hành vi bốc đồng UPPS-P ( Lynam, Smith, Whiteside, & Cyders, 2006 ), hoặc bằng các nhiệm vụ hành vi trên máy tính đo lường các thành phần phụ, chẳng hạn như phản ứng vội vàng (Nhiệm vụ thời gian phản ứng nối tiếp 4 lựa chọn; Voon, Irvine, et al., 2014 ) và ức chế phản ứng (ví dụ: Nhiệm vụ Go/Nogo; Garavan, Ross, & Stein, 1999 ). Bằng chứng phân tích tổng hợp gần đây cho thấy các biện pháp tự báo cáo và hành vi đo lường tính bốc đồng chỉ chia sẻ chưa đến 5% phương sai ( Cyders & Coskunpinar, 2011 ), cho thấy cả hai đều đóng góp độc lập. Các biện pháp tự báo cáo rất hữu ích để đánh giá các khuynh hướng hoặc đặc điểm chung của một cá nhân và có tính hiệu lực sinh thái cao hơn, trong khi các nhiệm vụ hành vi cung cấp một "bức ảnh chụp nhanh" về những gì cá nhân thực sự làm và có thể ít bị ảnh hưởng bởi các vấn đề về tính hiệu lực bề ngoài hơn ( Cyders & Coskunpinar, 2011 ; Sperry et al., 2016 ).

Trong nghiên cứu này, chúng tôi tập trung vào mô hình UPPS-P, mô hình nắm bắt được bản chất đa chiều của tính bốc đồng. Mô hình UPPS ban đầu đưa ra bốn đặc điểm tính cách bốc đồng riêng biệt, mặc dù có liên quan ( Whiteside & Lynam, 2001 ): sự thôi thúc tiêu cực, xu hướng hành động hấp tấp trong trạng thái cảm xúc tiêu cực mạnh mẽ; (thiếu) sự cân nhắc trước, xu hướng hành động mà không suy nghĩ và lên kế hoạch trước; (thiếu) sự kiên trì, xu hướng không hoàn thành nhiệm vụ; và tìm kiếm cảm giác mạnh, xu hướng tìm kiếm khoái cảm và sự phấn khích về giác quan. Mô hình này đã cho thấy tính hợp lệ phân biệt và hội tụ tốt ( Smith, Fischer, Cyders, Annus, & Spillane, 2007 ), và đã được chứng minh là hữu ích trong việc mô tả các rối loạn liên quan đến hành vi bốc đồng, chẳng hạn như rối loạn sử dụng chất gây nghiện (SUDs) ( Verdejo-Garcia, Bechara, Recknor, & Perez-Garcia, 2007 ; Whiteside & Lynam, 2003 ). Phiên bản mới, UPPS-P, bao gồm cả tính cấp bách tích cực (xu hướng hành động hấp tấp trong trạng thái cảm xúc tích cực mãnh liệt) ( Lynam et al., 2006 ). Các nghiên cứu xác thực ban đầu chỉ ra rằng đặc điểm thứ năm có thể được đo lường theo cách có giá trị nội dung và đáng tin cậy, khác với các khía cạnh khác ( Cyders et al., 2007 ; Verdejo-Garcia, Lozano, Moya, Alcazar, & Perez-Garcia, 2010 ). Tuy nhiên, tính khả phân của các thang đo tính cấp bách sau đó đã bị đặt câu hỏi ( Berg, Latzman, Bliwise, & Lilienfeld, 2015 ).

Vai trò của sự bốc đồng trong hành vi gây nghiện

Tính bốc đồng thường bị suy giảm ở nhiều khía cạnh khác nhau trong rối loạn sử dụng chất gây nghiện (SUD) ( Dalley et al., 2011 ; Voon & Dalley , 2016), và các thành phần phụ đã được chứng minh là yếu tố nguy cơ trong sự phát triển của việc sử dụng chất gây nghiện có vấn đề và SUD ( Dalley et al., 2007 ; Ersche et al., 2012 ; Kaiser, Bonsu, Charnigo, Milich, & Lynam, 2016 ).

Nghiên cứu các mối quan hệ này trong giai đoạn thanh thiếu niên và đầu tuổi trưởng thành có tầm quan trọng đặc biệt, bởi vì đây là thời điểm việc sử dụng chất gây nghiện thường bắt đầu và hành vi bốc đồng gia tăng. Theo các phân tích tổng hợp về thanh thiếu niên và người trẻ tuổi, sự thôi thúc tích cực và sự thôi thúc tiêu cực cho thấy mối liên hệ mạnh mẽ nhất với việc sử dụng rượu có vấn đề ( Coskunpinar, Dir, & Cyders, 2013 ; Stautz & Cooper, 2013 ). Một phân tích tổng hợp khác về thanh thiếu niên cho thấy mối liên hệ trung bình giữa hậu quả tiêu cực của cần sa và việc tìm kiếm cảm giác mạnh, thiếu suy nghĩ trước và sự thôi thúc tích cực ( VanderVeen, Hershberger, & Cyders, 2016 ). Các nghiên cứu xem xét việc sử dụng ma túy bất hợp pháp một cách có vấn đề, chẳng hạn như cocaine, cũng chỉ ra vai trò của sự thôi thúc ( Albein-Urios, Martinez-Gonzalez, Lozano, Clark, & Verdejo-Garcia, 2012 ; Fernandez-Serrano, Perales, Moreno-Lopez, Perez-Garcia, & Verdejo-Garcia, 2012 ; Torres et al., 2013 ); tuy nhiên, cho đến nay, những mối quan hệ này chỉ được kiểm chứng trên các mẫu lâm sàng người lớn. Nhìn chung, sự thôi thúc luôn được liên kết chặt chẽ nhất với việc sử dụng chất gây nghiện có vấn đề ở thanh thiếu niên. Các lý thuyết về điều chỉnh cảm xúc đưa ra những giải thích khả thi cho mối liên hệ này bằng cách cho rằng những cá nhân gặp khó khăn trong việc điều chỉnh cảm xúc tiêu cực có thể chiều theo những xung động tức thời nhằm cố gắng giảm bớt những cảm xúc tiêu cực mãnh liệt (mặc dù có những hậu quả tiêu cực lâu dài), từ đó tạo ra nguy cơ dẫn đến hành vi nghiện ngập ( Tice, Bratslavsky, & Baumeister, 2001 ). Theo Mô hình Chuẩn bị Có được ( Settles, Cyders, & Smith, 2010 ), sự thôi thúc tích cực khiến cá nhân có xu hướng hình thành kỳ vọng rằng các chất gây nghiện có tác dụng tích cực, trong khi sự thôi thúc tiêu cực khiến cá nhân có xu hướng sử dụng các chất gây nghiện để đối phó với cảm xúc tiêu cực, cả hai đều làm tăng việc sử dụng.

Ngoài rối loạn sử dụng chất gây nghiện (SUD), tính bốc đồng cũng được chứng minh là đóng vai trò quan trọng trong các rối loạn nghiện không liên quan đến chất gây nghiện. Phiên bản thứ năm của Cẩm nang Chẩn đoán và Thống kê các Rối loạn Tâm thần (DSM-5; Hiệp hội Tâm thần học Hoa Kỳ, 2013 ) đánh dấu một sự thay đổi quan trọng trong chẩn đoán các hành vi gây nghiện bằng cách đưa vào các rối loạn nghiện không liên quan đến chất gây nghiện, thường được gọi là nghiện hành vi. Dựa trên nhiều thập kỷ nghiên cứu, rối loạn cờ bạc được chấp nhận là chứng nghiện hành vi đầu tiên, và hiện vẫn đang có cuộc tranh luận về việc phân loại tiềm năng các hành vi khác trong DSM-6 và ICD-11 sắp tới. Việc lạm dụng trò chơi trực tuyến, nội dung khiêu dâm và ăn uống vô độ thường được xem là các chứng nghiện hành vi do bằng chứng mới nổi cho thấy có sự chồng chéo trong các cơ chế tâm lý và thần kinh sinh học tiềm ẩn ( Amianto, Ottone, Daga, & Fassino, 2015 ; Gola et al., 2017 ; Kraus, Voon, & Potenza, 2016 ; Kuss, Griffiths, & Pontes, 2017 ; Petry, Rehbein, Ko, & O'Brien, 2015 ). Tuy nhiên, cần nhiều nghiên cứu hơn và những lo ngại quan trọng đã được nêu ra, ví dụ, liên quan đến khả năng bệnh lý hóa quá mức các ham muốn tăng cao ( Billieux, Schimmenti, Khazaal, Maurage, & Heeren, 2015 ). Những lo ngại quan trọng khác là sự thiếu đồng thuận về định nghĩa và tiêu chí chẩn đoán, và thực tế là các tiêu chí chẩn đoán đã được điều chỉnh trực tiếp từ chứng rối loạn sử dụng chất gây nghiện (SUD) ( Billieux et al., 2015 ; Kardefelt-Winther et al., 2017 ).

Các thành phần phụ của sự bốc đồng đã được chứng minh là có liên quan đến rối loạn cờ bạc, bao gồm cả ức chế phản ứng (Rømer Thomsen và cộng sự, 2013) và tính bốc đồng (Billieux và cộng sự, 2012; Savvidou và cộng sự, 2017), nhưng nhìn chung, chúng ta thiếu nghiên cứu về vai trò của tính bốc đồng trong các loại hành vi liên quan đến nghiện khác. Các nghiên cứu về mẫu trẻ và người trưởng thành chỉ ra vai trò của sự cấp bách tiêu cực và sự cấp bách tích cực trong rối loạn cờ bạc (Billieux và cộng sự, 2012; Canale, Scacchi và Griffiths, 2016; Fischer & Smith, 2008; Grall-Bronnec và cộng sự, 2012; Michalczuk, Bowden-Jones, Verdejo-Garcia và Clark, 2011; Savvidou và cộng sự, 2017). Một số nghiên cứu chỉ ra rằng sự khẩn cấp, đặc biệt khẩn cấp tiêu cực, có liên quan đến việc ăn nhạt trong các mẫu lâm sàng và không trưởng thành của người trưởng thành trẻ tuổi (Claes và cộng sự, 2015; Kelly, Cotter và Mazzeo, 2014; Mikheeva & Tragesser, 2016; Murphy, Stojek và MacKillop, 2014; VanderBroek-Stice, Stojek, Beach, vanDellen và MacKillop, 2017) và một số nghiên cứu cho thấy các hiệp hội thiếu sự kiên trì (Claes và cộng sự, 2015; Murphy và cộng sự, 2014; VanderBroek-Stice và cộng sự, 2017). Tài liệu về mô hình UPPS-P trong việc sử dụng bắt buộc chơi game và khiêu dâm trên Internet bị hạn chế. Hai nghiên cứu về những người trẻ tuổi không tìm thấy mối liên hệ nhất quán giữa UPPS-P và các dấu hiệu chơi game trực tuyến quá mức (Irvine và cộng sự, 2013; Nuyens và cộng sự, 2016). Trong một nghiên cứu gần đây về thanh niên, điểm số UPPS-P không phân biệt đối xử giữa các game thủ khỏe mạnh và các game thủ chứng thực chứng rối loạn chơi game DSM-5 Internet (Deleuze và cộng sự, 2017). Một nghiên cứu gần đây về thanh niên / người trưởng thành đã báo cáo mối liên quan tích cực giữa mức độ khẩn cấp tiêu cực và việc sử dụng gây nghiện các hoạt động tình dục trực tuyến (Wery, Deleuze, Canale và Billieux, 2018) và một nghiên cứu hình ảnh cho thấy tỷ lệ bốc đồng cao hơn ở những người trẻ tuổi có hành vi tình dục bắt buộc so với những người không có nó (Voon, Mole, và cộng sự, 2014), nhưng không báo cáo các phạm vi.

Tóm lại, trong khi vai trò của người mẫu được đặc trưng rõ ràng trong các mẫu tuổi vị thành niên có sử dụng rượu và cần sa có vấn đề, chúng tôi có kiến ​​thức hạn chế về vai trò của nó đối với các hành vi không liên quan đến nghiện ở thanh thiếu niên, đặc biệt là sử dụng trò chơi khiêu dâm và khiêu dâm trên Internet.

Ở đây, chúng tôi đã kiểm tra mối liên hệ giữa các đặc điểm bốc đồng và các chỉ số về chất (rượu, cần sa và các loại thuốc khác) và các hành vi không liên quan đến nghiện (chơi game trên Internet, khiêu dâm và ăn uống) ở thanh thiếu niên với sự tham gia khác nhau trong các hành vi này. Dựa trên những phát hiện thực nghiệm và lý thuyết về điều tiết cảm xúc, chúng tôi đã đưa ra giả thuyết rằng sự cấp bách tiêu cực và sự cấp bách tích cực sẽ liên quan tích cực đến việc sử dụng chất có vấn đề. Theo các khái niệm gần đây về việc sử dụng nội dung khiêu dâm và ăn uống có vấn đề như nghiện hành vi, và tài liệu hạn chế, chúng tôi đưa ra giả thuyết rằng sự khẩn cấp tiêu cực và sự cấp bách tích cực sẽ liên quan tích cực đến những hành vi này. Do những phát hiện gần đây, chúng tôi đã đưa ra giả thuyết rằng việc sử dụng trò chơi Internet có vấn đề sẽ không liên quan đến mô hình UPPS-P.

Phương pháp

Phần:

Người tham gia và thủ tục

Dữ liệu trong nghiên cứu này là một phần của nghiên cứu lớn hơn nhằm xem xét các yếu tố rủi ro đối với hành vi nghiện. Để có được một mẫu với sự phân bố rộng rãi các hành vi liên quan đến nghiện, nghiên cứu đã bao gồm những thanh thiếu niên có mức độ khác nhau về các vấn đề hành vi hướng ngoại (các hành vi có vấn đề hướng ra bên ngoài đối với người khác) và mức độ thấp về các vấn đề hành vi hướng nội (các hành vi có vấn đề hướng vào bên trong đối với chính mình). Các vấn đề hướng ngoại và hướng nội được đo lường bằng YouthMap12, một bảng câu hỏi gồm 12 mục với sáu mục xác định các vấn đề hướng ngoại (EP6) và các vấn đề hướng nội (IP6; Pedersen, Rømer Thomsen, Pedersen, & Hesse, 2017 ). Các vấn đề về hành vi hướng ngoại đã được chứng minh một cách nhất quán là làm tăng nguy cơ sử dụng chất gây nghiện có vấn đề ở cả hai giới ( Fischer, Najman, Williams, & Clavarino, 2012 ; Heron et al., 2013 ; Miettunen et al., 2014 ), và EP6 có liên quan chặt chẽ đến việc sử dụng chất gây nghiện có vấn đề ở thanh thiếu niên trên khắp các nước Bắc Âu ( Pedersen et al., sắp xuất bản ; Pedersen et al., 2017 ). Ngược lại, các nghiên cứu chỉ ra không có mối liên hệ nào với các vấn đề hướng nội ( Griffith-Lendering, Huijbregts, Mooijaart, Vollebergh, & Swaab, 2011 ; Miettunen et al., 2014 ), những vấn đề này có thể đóng vai trò là yếu tố bảo vệ ( Colder et al., 2013 ; Edwards et al., 2014 ).

Những người tham gia được tuyển chọn từ một cuộc khảo sát đại diện toàn quốc với 3,064 người Đan Mạch từ 15 đến 25 tuổi được chọn ngẫu nhiên [tỷ lệ phản hồi 63%; nam giới 51.1%; sinh viên 79.1%; người lao động 15.7% (xem Pedersen, Frederiksen, & Pedersen, 2015 )] được thực hiện vào năm 2014 bởi Cục Thống kê Đan Mạch. Trong số 205 người nhận được thư mời, 78 người được đưa vào nghiên cứu. Để tăng quy mô mẫu, các người tham gia bổ sung đã được tuyển chọn thông qua quảng cáo. Tổng cộng, chúng tôi đã đưa vào 109 người (tuổi từ 16–26) với các mức độ EP6 khác nhau: không có vấn đề hành vi hướng ngoại ( n = 34), vấn đề hành vi hướng ngoại tối thiểu ( n = 19), vấn đề hành vi hướng ngoại vừa phải ( n = 25), vấn đề hành vi hướng ngoại nghiêm trọng ( n = 31) và vấn đề hành vi hướng nội tối thiểu (0–2) trong tất cả các nhóm (Hình 1 ).

Hình 1. Sơ đồ quy trình tuyển chọn người tham gia. Người tham gia được lựa chọn dựa trên mức độ tự báo cáo về các vấn đề hành vi hướng ngoại (EP6, từ 0 đến 6) và các vấn đề hành vi hướng nội (IP6, từ 0 đến 6), nhằm thu được một mẫu có sự tham gia rộng rãi vào các hành vi liên quan đến nghiện. Người tham gia được tuyển chọn từ một cuộc khảo sát đại diện toàn quốc ( N = 3,064, độ tuổi 15–25) được Cục Thống kê Đan Mạch thực hiện vào năm 2014. Để tăng quy mô mẫu, một nhóm nhỏ người tham gia được tuyển chọn thông qua quảng cáo. Tổng cộng có 109 thanh thiếu niên và người trẻ tuổi với các mức độ vấn đề hành vi hướng ngoại khác nhau và mức độ sử dụng chất gây nghiện khác nhau được đưa vào nghiên cứu.

Những người tham gia được lựa chọn nếu họ không mắc bất kỳ rối loạn tâm thần nghiêm trọng nào hiện tại được đánh giá bằng Bảng kiểm tra tâm thần kinh quốc tế thu nhỏ (Mini International Neuropsychiatric Inventory - Lecrubier et al., 1997 ) và không sử dụng thuốc ảnh hưởng đến não bộ. Người tham gia được hướng dẫn kiêng sử dụng các chất (ngoại trừ thuốc lá) ít nhất 24 giờ trước khi tham gia.

Nghiên cứu được thực hiện tại các cơ sở CFIN / MINDLab thuộc Đại học Aarhus, Đan Mạch. Vào ngày thử nghiệm, những người tham gia hoàn thành bảng câu hỏi tiêu chuẩn hóa trên máy tính (không đối trọng, kéo dài khoảng 30 phút) và một trợ lý nghiên cứu có mặt để trả lời bất kỳ câu hỏi phát sinh nào.

Các biện pháp

Các đặc điểm tính bốc đồng được đo lường bằng Thang đo Hành vi Bốc đồng UPPS-P ( Cyders et al., 2007 ; Lynam et al., 2006 ), một bảng câu hỏi gồm 59 mục đánh giá các đặc điểm bốc đồng: sự thôi thúc tiêu cực, (thiếu) suy nghĩ trước, (thiếu) kiên trì, tìm kiếm cảm giác mạnh và sự thôi thúc tích cực. Do mức độ liên kết cao giữa các thang đo sự thôi thúc ( r = 71), chúng tôi đã kết hợp chúng thành một biến số thôi thúc duy nhất (tức là xu hướng hành động hấp tấp khi phản ứng với cảm xúc mãnh liệt), biến số này được sử dụng trong tất cả các phân tích tiếp theo. Điều này phù hợp với các nghiên cứu gần đây (ví dụ: VanderBroek-Stice et al., 2017 ) và các phát hiện từ một phân tích tổng hợp của mô hình trên các bệnh lý tâm thần, cho thấy các mô hình tương quan rất giống nhau với các thang đo phụ này, do đó đặt câu hỏi về tính riêng biệt của chúng ( Berg et al., 2015 ).

Việc sử dụng rượu có vấn đề được đo lường bằng Bài kiểm tra nhận dạng rối loạn sử dụng rượu (AUDIT; Saunders, Aasland, Babor, Delafuente, & Grant, 1993 ), một bảng câu hỏi gồm 10 mục được phát triển như một công cụ sàng lọc việc tiêu thụ rượu nguy hiểm và có hại. AUDIT là một thước đo hợp lệ về việc sử dụng/lạm dụng/phụ thuộc rượu có hại và cho thấy độ nhạy và độ đặc hiệu tốt ( Meneses-Gaya, Zuardi, Loureiro, & Crippa, 2009 ).

Việc sử dụng cần sa có vấn đề được đo lường bằng Bài kiểm tra nhận dạng rối loạn sử dụng cần sa – Phiên bản sửa đổi (CUDIT-R), một phiên bản ngắn gọn gồm 8 mục của CUDIT ( Adamson & Sellman, 2003 ), có các đặc tính tâm lý tương đương hoặc vượt trội hơn ( Adamson et al., 2010 ).

Việc sử dụng ma túy có vấn đề (ngoài cần sa) được đo lường bằng Bài kiểm tra nhận dạng rối loạn sử dụng ma túy (DUDIT; Berman, Bergman, Palmstierna, & Schlyter, 2005 ), một bảng câu hỏi gồm 11 mục có độ tin cậy về mặt tâm lý học ( Berman et al., 2005 ; Hildebrand, 2015 ; Voluse et al., 2012 ) đánh giá các kiểu sử dụng ma túy và các vấn đề liên quan đến ma túy.

Hành vi chơi game trực tuyến có vấn đề được đo lường bằng Thang đo Rối loạn Chơi game Trực tuyến – Phiên bản Ngắn (IGDS9-SF; Pontes & Griffiths, 2015 ), một bảng câu hỏi gồm 9 mục mới được phát triển, được điều chỉnh từ chín tiêu chí xác định rối loạn chơi game trực tuyến theo DSM-5. IGDS9-SF được coi là một thước đo hợp lệ và đáng tin cậy về rối loạn chơi game trực tuyến ( Pontes & Griffiths, 2015 ).

Việc sử dụng nội dung khiêu dâm có vấn đề được đo lường bằng Bảng câu hỏi về sự thèm muốn nội dung khiêu dâm (PCQ; Kraus & Rosenberg, 2014 ), một bảng câu hỏi gồm 12 mục mới được phát triển gần đây, đánh giá các khía cạnh của sự thèm muốn nội dung khiêu dâm hiện tại, bao gồm ham muốn, ý định, kích thích sinh lý và khó khăn dự kiến ​​trong việc kiềm chế sử dụng, và có tính nhất quán nội bộ và độ tin cậy tốt ( Kraus & Rosenberg, 2014 ).

Hành vi ăn uống có vấn đề, hay ăn uống vô độ, được đo lường bằng Thang đo ăn uống vô độ (BES; Gormally, Black, Daston, & Rardin, 1982 ), một bảng câu hỏi gồm 16 mục đánh giá các triệu chứng về hành vi, cảm xúc và nhận thức liên quan đến ăn uống vô độ, với độ nhạy và độ đặc hiệu cao trong việc xác định những cá nhân có hành vi ăn uống vô độ ( Duarte, Pinto-Gouveia, & Ferreira, 2015 ).

AUDIT, CUDIT-R và DUDIT đã có sẵn bằng tiếng Đan Mạch và các câu hỏi còn lại được dịch từ tiếng Anh sang tiếng Đan Mạch bởi hai nhà nghiên cứu Đan Mạch có khả năng tiếng Anh thành thạo.

Chúng tôi đã đưa vào các biến số nhân khẩu học xã hội, giới tính, tuổi tác và số năm học chính quy đã hoàn thành. Giới tính và tuổi tác có liên quan đến việc sử dụng chất gây nghiện và rối loạn sử dụng chất gây nghiện, ví dụ, việc sử dụng tăng lên theo tuổi từ đầu đến cuối tuổi vị thành niên và nam giới sử dụng nhiều hơn ( Young et al., 2002 ), và giáo dục cơ bản đã được chứng minh là một chỉ số thay thế tuyệt vời cho nguy cơ kinh tế xã hội đối với rối loạn sử dụng ma túy ở Scandinavia ( Gauffin, Vinnerljung, Fridell, Hesse, & Hjern, 2013 ).

Phân tích thống kê

Phân tích hồi quy được thực hiện để đánh giá mối liên hệ giữa các đặc điểm tính bốc đồng và các kết quả liên quan đến nghiện. Hệ số khuếch đại phương sai (Bảng 1 ) thấp hơn nhiều so với 4.0 và không có hệ số tương quan nào cao hơn 0.8 (Bảng 2 ), cho thấy hiện tượng đa cộng tuyến không phải là vấn đề ( O'Brien, 2007 ) . Bảng 1 cũng hiển thị các giá trị về tính nhất quán nội bộ. Khi các biến phụ thuộc có phân bố gần như chuẩn, hồi quy bình phương nhỏ nhất thông thường (OLS) đã được sử dụng. Đây là trường hợp của BES (độ lệch = 0.76). Đối với AUDIT, giá trị đã được chuyển đổi sao cho độ lệch bằng 0 bằng cách sử dụng lệnh lnskew0 trong Stata. Biến kết quả có phân bố gần như chuẩn (kiểm định Shapiro–Wilk, z = 0.08, p = 0,47), và hồi quy OLS đã được sử dụng để đánh giá mối liên hệ giữa các thang đo UPPS và AUDIT đã được chuyển đổi. Mô hình hồi quy Tobit cho phép ước tính mối quan hệ giữa một hoặc nhiều biến độc lập và các kết quả quan tâm khi có hiện tượng kiểm duyệt trái trong biến kết quả. Phương pháp hồi quy Tobit được sử dụng cho CUDIT, DUDIT, PCQ và IGDS9-SF vì chúng có số lượng giá trị bằng 0 quá nhiều.

Bảng 1. Đặc điểm mẫu

Bảng 1. Đặc điểm mẫu

	Trung bình ( Độ lệch chuẩn )	Nhỏ nhất lớn nhất	Phạm vi có thể	Cronbach's α	Yếu tố lạm phát phương sai
Nhân khẩu học
Nam giới)	68.8%				1.19
Độ tuổi	21.7 (2.7)	15.8-26.7			1.84
Năm học	13.4 (1.9)	9-18			1.86
Impulsivity
Khẩn cấpa	44.9 (11.7)	26-75	26-104	. 92	1.46
(Thiếu) Ưu tiên	23.1 (6.1)	12-42	11-44	. 86	1.61
(Thiếu) Sự kiên trì	17.7 (4.5)	10-30	10-40	. 80	1.45
Tìm kiếm cảm giác	32.8 (6.4)	19-46	12-48	. 82	1.40
Các chỉ số về hành vi gây nghiện liên quan đến chất
Kiểm toán	8.8 (5.9)	0-29	0-40	. 78
CUDIT-R	3.1 (5.5)	0-25	0-32	. 86
DUDIT	1.9 (4.7)	0-23	0-44	. 86
Các chỉ số về hành vi không liên quan đến nghiện
BES	7.3 (4.9)	0-21	0-46	. 78
PCQ	17.2 (14.5)	0-53	12-84	. 83
IGDS9-SF	9.7 (9.2)	0-45	9-45	. 91

Lưu ý: AUDIT: Bài kiểm tra nhận dạng rối loạn sử dụng rượu; CUDIT-R: Bài kiểm tra nhận dạng rối loạn sử dụng cần sa – Phiên bản sửa đổi; DUDIT: Bài kiểm tra nhận dạng rối loạn sử dụng ma túy; BES: Thang đo ăn uống vô độ; PCQ: Bảng câu hỏi thèm muốn phim khiêu dâm; IGDS9-SF: Rối loạn nghiện game trực tuyến – Phiên bản ngắn; SD : độ lệch chuẩn.

^Do có mối liên hệ mật thiết giữa thang đo mức độ khẩn cấp tích cực và tiêu cực, các thang đo này đã được kết hợp thành một biến số mức độ khẩn cấp duy nhất.

Bảng 2. Tương quan của tất cả các biến

Bảng 2. Mối tương quan giữa tất cả các biến số

	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	11	12
1. Giới tínha
2. Tuổi tác	-0.11
KHAI THÁC. Năm học	0.06	0.65 ***
KHAI THÁC. Khẩn cấpb	0.07	0.03	-0.07
KHAI THÁC. (Thiếu) Ưu tiên	-0.03	0.06	-0.07	0.45 ***
KHAI THÁC. (Thiếu) Sự kiên trì	-0.03	0.08	-0.06	0.43 ***	0.47 ***
KHAI THÁC. Tìm kiếm cảm giác	−0.29 **	0.09	0.07	0.30 **	0.37 ***	0.09
KHAI THÁC. KIỂM TOÁN	-0.10	0.09	0.05	0.33 ***	0.27 **	0.29 **	0.39 ***
KHAI THÁC. DUDIT	-0.05	-0.10	−0.21 *	0.30 **	0.15	0.27 **	0.19 *	0.41 ***
KHAI THÁC. CUDIT	−0.25 **	-0.13	−0.23 *	0.29 **	0.13	0.14	0.16	0.15	0.60 ***
KHAI THÁC. IGDS11-SF	−0.44 ***	0.04	0.01	0.08	0.05	0.18	0.14	0.11	0.01	0.14
KHAI THÁC. CÓ S	0.48 ***	0.02	0.04	0.34 ***	0.08	0.25 **	0.00	0.11	0.07	-0.05	-0.14
KHAI THÁC. PCQ	−0.51 ***	0.22 *	0.07	0.20 *	0.15	0.24 *	0.28 **	0.22 *	-0.03	0.17	0.32 ***	-0.17

Lưu ý : Các hệ số có ý nghĩa được in đậm. Các chữ viết tắt giống như trong Bảng 1.

^a Giới tính được mã hóa là nam = 0, nữ = 1. ^b Do mức độ liên kết cao giữa thang đo mức độ khẩn cấp tích cực và tiêu cực, các thang đo này được kết hợp thành một biến số mức độ khẩn cấp duy nhất.

* p < 05. ** p < 001. *** p < 01.

Đối với mỗi kết quả, chúng tôi đã tính toán hai mô hình. Trong Mô hình 1, chúng tôi đưa giới tính, tuổi và số năm học vấn vào bước đầu tiên và thang đo UPPS-P cần quan tâm vào bước thứ hai. Trong Mô hình 2, chúng tôi đưa giới tính, tuổi và số năm học vấn vào bước đầu tiên và tất cả các thang đo UPPS-P vào bước thứ hai. Tính bốc đồng được coi là có ý nghĩa nếu thống kê F ở bước thứ hai có ý nghĩa. Chúng tôi đã xem xét cả nam và nữ cùng nhau, vì mối quan hệ giữa các khía cạnh của UPPS-P và hành vi rủi ro đã được chứng minh là không thay đổi giữa các giới tính ( Cyders, 2013 ; VanderVeen et al., 2016 ). Tất cả các hệ số đều được lấy từ các biến được chuẩn hóa X, do đó các hệ số biểu thị mức tăng trung bình của biến phụ thuộc, khi các biến UPPS-P tăng một độ lệch chuẩn. Chúng tôi cung cấp biểu đồ tương quan tròn để minh họa độ lớn của các hệ số có ý nghĩa trong Mô hình 1 và 2. Độ rộng của đường biểu thị các hệ số từ các mô hình hồi quy khác nhau của các biến phụ thuộc liên quan đến nghiện được hồi quy trên các đặc điểm UPPS-P. Các đồ thị hình tròn được tạo trong R phiên bản 3.4.0 ( R Core Team, 2014 ) bằng cách sử dụng gói circlize ( Gu, Gu, Eils, Schlesner, & Brors, 2014 ). Phân tích thống kê được thực hiện bằng Stata 14 ( StataCorp, 2015 ).

đạo đức học

Các thủ tục nghiên cứu được thực hiện theo Tuyên bố Helsinki, được sửa đổi năm 2008. Nghiên cứu đã được ủy ban đạo đức khu vực ( De Videnskabsetiske Komitéer for Region Midtjylland ) phê duyệt và người tham gia đã nhận được thông tin bằng lời nói và bằng văn bản về nghiên cứu và đã ký giấy đồng ý tham gia trước khi tham gia. Nếu người tham gia dưới 18 tuổi, cha mẹ cũng nhận được thông tin về nghiên cứu để đảm bảo sự đồng ý của thanh thiếu niên được đưa ra dưới sự giám sát của cha mẹ. Các bảng câu hỏi là một phần của nghiên cứu lớn hơn bao gồm cả chụp ảnh và người tham gia nhận được 1000 DKK cho sự tham gia của họ.

Kết quả

Phần:

Đặc điểm của người tham gia được tóm tắt trong Bảng 1. Mẫu nghiên cứu chủ yếu là nam giới, và tuổi trung bình là 21.7 năm. Điểm trung bình trên các thang đo hành vi liên quan đến nghiện cho thấy mức độ dưới ngưỡng lâm sàng: 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) và IGDS9-SF 9.7 (SD 9.2).

Bảng 2 trình bày hệ số tương quan Pearson giữa tất cả các biến . DUDIT có tương quan dương với AUDIT (0.41, p < 01) và CUDIT (0.60, p < 01). IGDS9-SF có tương quan dương với PCQ (0.32, p < 01) và AUDIT có tương quan dương với PCQ (0.22, p < 05).

Tính bốc đồng và các chỉ số của hành vi gây nghiện liên quan đến chất

Các mô hình hồi quy được tóm tắt trong Bảng 3. Tính cấp bách ( p < 01), thiếu suy nghĩ trước ( p < 001), thiếu kiên trì ( p < 001) và tìm kiếm cảm giác mạnh ( p < 01) có mối liên hệ tích cực với điểm số AUDIT sau khi điều chỉnh cho giới tính, tuổi tác và trình độ học vấn (Mô hình 1). Sau khi điều chỉnh cho tất cả các biến số (Mô hình 2), tìm kiếm cảm giác mạnh ( p < 001) và thiếu kiên trì ( p < 05) có liên quan đến điểm số AUDIT cao hơn.

Bảng 3. Mối liên hệ đa biến giữa các đặc điểm bốc đồng và các chỉ số về hành vi gây nghiện liên quan đến chất

Bảng 3. Mối liên hệ đa biến giữa các đặc điểm tính bốc đồng và các chỉ số về hành vi nghiện chất gây nghiện

	KIỂM TOÁN a		CUDIT b		DUDIT b
	Mẫu 1	Mẫu 2	Mẫu 1	Mẫu 2	Mẫu 1	Mẫu 2
Khẩn cấpc	0.12 (0.06 lên 0.19) ***	0.05 (−0.02 lên 0.13)	3.25 (1.27 lên 5.22) **	3.16 (0.81 lên 5.52) **	4.37 (1.24 lên 7.50) **	2.61 (−0.98 lên 6.20)
(Thiếu) Ưu tiên	0.10 (0.03 lên 0.16) **	0.01 (−0.09 tầm 0.06)	1.89 (−0.28 lên 4.06)	0.18 (−2.42 lên 2.77)	3.06 (−0.34 lên 6.46)	1.28 (−5.20 tầm 2.64)
(Thiếu) Sự kiên trì	0.10 (0.04 lên 0.17) **	0.07 (0.00 lên 0.15) *	1.16 (−1.01 lên 3.34)	0.36 (−2.76 tầm 2.05)	4.90 (1.46 lên 8.34) **	3.89 (0.24 lên 7.55) *
Tìm kiếm cảm giác	0.15 (0.09 lên 0.22) ***	0.13 (0.06 lên 0.21) ***	1.67 (−0.57 lên 3.92)	0.49 (−1.87 lên 2.86)	3.28 (−0.21 lên 6.78)	2.20 (−1.53 lên 5.93)

Lưu ý: Các giá trị là hệ số từ hồi quy (khoảng tin cậy 95%), đã được chuẩn hóa theo X, nghĩa là các hệ số này cho biết mức tăng của biến phụ thuộc khi các biến UPPS tăng một độ lệch chuẩn. Các hệ số có ý nghĩa thống kê được in đậm. Các chữ viết tắt như trong Bảng 1. Mô hình 1: Hồi quy được điều chỉnh theo tuổi, giới tính và số năm học. Mô hình 2: Hồi quy được điều chỉnh theo tuổi, giới tính, số năm học và các biến bốc đồng khác.

^a Các giá trị được chuyển đổi về độ lệch bằng 0 và sử dụng hồi quy OLS. ^b Hồi quy Tobit được sử dụng do một số người trả lời đạt điểm bằng 0. ^c Do mức độ liên kết cao giữa thang đo mức độ khẩn cấp tích cực và tiêu cực, các thang đo này được kết hợp thành một biến mức độ khẩn cấp duy nhất.

* p < 05. ** p < 001. *** p < 01.

Mức độ khẩn cấp có mối liên hệ tích cực với điểm số CUDIT sau khi điều chỉnh theo giới tính, tuổi tác và trình độ học vấn (Mô hình 1, p < .01). Mối liên hệ này vẫn có ý nghĩa thống kê ( p < .01) sau khi điều chỉnh tất cả các biến số (Mô hình 2). Sau khi đưa thang đo UPPS vào (Mô hình 2), giới tính nữ vẫn có liên quan đến điểm số thấp hơn trên thang đo CUDIT ( p < .01).

Tính cấp bách ( p < 01) và thiếu kiên trì ( p < 01) có mối liên hệ tích cực với điểm số DUDIT sau khi điều chỉnh theo giới tính, tuổi tác và trình độ học vấn (Mô hình 1). Sau khi điều chỉnh tất cả các biến số (Mô hình 2), thiếu kiên trì ( p < 05) vẫn có mối liên hệ đáng kể.

Các hệ số quan trọng từ Mô hình 1 và 2 được thể hiện trực quan bằng đồ thị tròn trong Hình 2.

Hình 2. Đồ thị tròn thể hiện mối liên hệ có ý nghĩa giữa các đặc điểm tính bốc đồng và hành vi liên quan đến nghiện. Đồ thị tròn của các thang đo UPPS-P (nửa trên) liên quan đến hành vi nghiện chất và không nghiện chất (nửa dưới). Chỉ hiển thị các ước tính có ý nghĩa. Độ rộng của đường biểu thị độ lớn của các hệ số riêng lẻ và có thể được hiểu là mức tăng trung bình của một biến liên quan đến nghiện so với mức tăng của thang đo UPPS-P được đề cập là một độ lệch chuẩn, khi đã điều chỉnh theo tuổi, giới tính và số năm học (Mô hình 1) và khi đã điều chỉnh theo tuổi, giới tính, số năm học và các thang đo UPPS-P khác (Mô hình 2). Do mức độ liên kết cao giữa các thang đo tính cấp bách tích cực và tiêu cực, các thang đo này đã được kết hợp thành một biến cấp bách duy nhất. AUDIT: Bài kiểm tra nhận dạng rối loạn sử dụng rượu; CUDIT-R: Bài kiểm tra nhận dạng rối loạn sử dụng cần sa – Phiên bản sửa đổi; DUDIT: Bài kiểm tra nhận dạng rối loạn sử dụng ma túy; BES: Thang đo ăn uống vô độ; PCQ: Bảng câu hỏi thèm muốn phim khiêu dâm.

Tính bốc đồng và các chỉ số của hành vi không liên quan đến nghiện

Các mô hình hồi quy được tóm tắt trong Bảng 4. Tính cấp bách ( p < 01) và thiếu kiên trì ( p < 001) có mối liên hệ tích cực với điểm số BES sau khi điều chỉnh cho giới tính, tuổi tác và trình độ học vấn (Mô hình 1). Sau khi điều chỉnh cho tất cả các biến (Mô hình 2), tính cấp bách ( p < 01) và thiếu kiên trì ( p < 05) vẫn có mối liên hệ đáng kể. Cuối cùng, giới tính nữ vẫn có mối liên hệ với điểm số BES cao hơn trong Mô hình 2 ( p < 01).

Bảng 4. Mối liên hệ đa biến giữa các đặc điểm bốc đồng và các chỉ số về hành vi không liên quan đến nghiện ngập

Bảng 4. Mối liên hệ đa biến giữa các đặc điểm tính bốc đồng và các chỉ số về hành vi không liên quan đến nghiện chất.

	BES a		PCQ b		IGDS9-SF b
	Mẫu 1	Mẫu 2	Mẫu 1	Mẫu 2	Mẫu 1	Mẫu 2
Khẩn cấpc	1.51 (0.72 lên 2.29) ***	1.24 (0.31 lên 2.17) **	4.30 (1.13 lên 7.46) **	2.74 (−0.92 lên 6.39)	0.96 (−1.35 lên 3.27)	0.41 (−2.27 lên 3.09)
(Thiếu) Ưu tiên	0.43 (−0.41 lên 1.26)	0.84 (−1.82 tầm 0.13)	2.34 (−0.93 lên 5.60)	1.34 (−5.22 tầm 2.55)	0.44 (−1.93 lên 2.80)	0.79 (−3.67 tầm 2.10)
(Thiếu) Sự kiên trì	1.29 (0.49 lên 2.10) **	1.12 (0.19 lên 2.04) *	4.48 (1.26 lên 7.69) **	3.89 (0.16 lên 7.62) *	1.95 (−0.36 lên 4.25)	2.11 (−0.56 lên 4.78)
Tìm kiếm cảm giác	0.73 (−0.13 lên 1.59)	0.53 (−0.38 lên 1.43)	2.59 (−0.88 lên 6.05)	2.00 (−1.70 lên 5.71)	0.30 (−2.12 lên 2.72)	0.37 (−2.30 lên 3.03)

Lưu ý: Các giá trị là hệ số từ hồi quy (khoảng tin cậy 95%), đã được chuẩn hóa theo X, nghĩa là các hệ số này cho biết mức tăng của biến phụ thuộc khi các biến UPPS tăng một độ lệch chuẩn. Các hệ số có ý nghĩa thống kê được in đậm. Các chữ viết tắt như trong Bảng 1. Mô hình 1: hồi quy được điều chỉnh theo tuổi, giới tính và số năm học. Mô hình 2: Hồi quy được điều chỉnh theo tuổi, giới tính, số năm học và các biến bốc đồng khác.

^a . Sử dụng hồi quy OLS. ^b. Sử dụng hồi quy Tobit do một số người trả lời đạt điểm 0. ^c. Do mức độ liên kết cao giữa thang đo mức độ khẩn cấp tích cực và tiêu cực, các thang đo này được kết hợp thành một biến mức độ khẩn cấp duy nhất.

* p < 05. ** p < 001. *** p < 01.

Tính cấp bách ( p < 001) và thiếu kiên trì ( p < 01) có mối liên hệ tích cực với điểm số PCQ sau khi điều chỉnh theo giới tính, tuổi tác và trình độ học vấn (Mô hình 1). Sau khi điều chỉnh tất cả các biến số (Mô hình 2), thiếu kiên trì ( p < 01) vẫn có mối liên hệ đáng kể. Hơn nữa, giới tính nữ vẫn có mối liên hệ với điểm số PCQ thấp hơn trong Mô hình 2 ( p < 05).

Chúng tôi không tìm thấy mối liên hệ đáng kể nào giữa UPPS-P và chơi game Internet có vấn đề, nhưng giới tính nữ vẫn liên quan đến điểm số thấp hơn trên IGDS9-SF trong Model 2.

So sánh các mô hình với các đặc điểm so với không có xung động

Chúng tôi đã so sánh mô hình cơ sở bao gồm tuổi, giới tính và trình độ học vấn với mô hình bao gồm các biến này cộng với các biến UPPS-P cho mỗi biến phụ thuộc của chúng tôi. Kết quả được tóm tắt trong Bảng 5. Đối với AUDIT và BES, việc bổ sung các biến UPPS-P cho kết quả tốt hơn đáng kể so với mô hình cơ sở ở mức p < 001. Sự thay đổi R-square tương ứng là 25% đối với AUDIT và 15% đối với BES. Đối với CUDIT, DUDIT và PCQ, mô hình cho kết quả tốt hơn đáng kể ở mức p < 05. Đối với IGDS9-SF, mô hình không có ý nghĩa thống kê.

Bảng 5. Kết quả tham gia mô hình UPPS sau tuổi, giới tính và số năm học

Bảng 5. Kết quả khi tham gia mô hình UPPS sau khi đã tính đến tuổi, giới tính và số năm học.

	Thống kê bước	giá trị p
Kiểm toána	F(4,102) = 8.01	. 000
CUDITb	F(4,102) = 2.71	. 034
DUDITb	F(4,102) = 2.97	. 023
BESc	F(4,101) = 6.09	. 000
PCQb	F(4,102) = 3.05	. 020
IGDS9-SFb	F(4,102) = 0.79	. 533

Lưu ý: Các giá trị là kết quả kiểm định F so sánh mô hình có giới tính, tuổi tác và số năm học vấn với mô hình bao gồm tất cả các thang đo UPPS. Các chữ viết tắt giống như trong Bảng 1.

^a Các giá trị được chuyển đổi về độ lệch bằng 0 và sử dụng hồi quy OLS. ^b Sử dụng hồi quy Tobit do một số người trả lời đạt điểm bằng 0. ^c Sử dụng hồi quy OLS.

Thảo luận

Phần:

Theo hiểu biết của chúng tôi, đây là nghiên cứu đầu tiên trình bày dữ liệu về một loạt các hành vi liên quan đến nghiện chất và không liên quan đến mô hình UPPS-P trong cùng một mẫu, cho phép so sánh trực tiếp hơn về sự đóng góp tương đối của Các khía cạnh UPPS-P đối với các loại hành vi liên quan đến nghiện. Điều này là có thể bởi vì những người tham gia được lấy mẫu từ một đoàn hệ Đan Mạch lớn hơn và phân tầng bằng các vấn đề bên ngoài, dẫn đến sự phân phối rộng rãi sự tham gia vào các hành vi liên quan đến nghiện. Hơn nữa, đây là nghiên cứu đầu tiên kiểm tra mô hình liên quan đến trò chơi và nội dung khiêu dâm trên Internet có vấn đề bằng cách sử dụng IGDS9-SF và PCQ được phát triển gần đây. Mô hình UPPS-P có liên quan tích cực với các chỉ số của tất cả các hành vi liên quan đến nghiện, ngoại trừ việc sử dụng trò chơi Internet có vấn đề. Các đặc điểm quan trọng nhất trong mô hình là sự khẩn cấp và thiếu kiên trì, vì một hoặc cả hai đặc điểm này có liên quan đến tất cả các hành vi liên quan đến nghiện (trừ chơi game trên Internet) trong các mô hình được điều chỉnh hoàn toàn.

Về mặt kích thước hiệu ứng, hệ số tương quan trung bình giữa đặc điểm UPPS-P và hành vi liên quan đến nghiện là 0.21. Đối với rượu và ăn uống vô độ, các mô hình được cải thiện đáng kể khi thêm UPPS-P với sự thay đổi lớn về R-squared đối với AUDIT và sự thay đổi khiêm tốn hơn nhưng vẫn đáng kể về R-squared đối với BES, và đối với hai thang đo rối loạn sử dụng ma túy và thang đo khiêu dâm, sự cải thiện về độ phù hợp của mô hình là đáng kể ở mức p < 05. Các mối liên hệ khiêm tốn là điều có thể dự đoán được, vì tính bốc đồng và hành vi nghiện có liên quan nhưng là những cấu trúc riêng biệt.

Giới trẻ Đan Mạch có tỷ lệ tiêu thụ cao. Trong một khảo sát ESPAD gần đây (độ tuổi 15-16) ( Kraus, Guttormsson, et al., 2016 ), Đan Mạch có tỷ lệ say xỉn (32%) và uống rượu quá mức (56%) cao nhất trong tháng trước, trong khi tỷ lệ sử dụng cần sa (5%) trong tháng trước thấp hơn so với hầu hết các nước châu Âu. Trong một nghiên cứu đại diện về người Đan Mạch từ 15 đến 25 tuổi, 10% đã sử dụng cần sa trong tháng trước và 2.1% sử dụng hàng ngày ( Pedersen et al., 2015 ). Trong khảo sát ESPAD, Đan Mạch có tỷ lệ chơi game trực tuyến thường xuyên trong tháng trước cao nhất ở cả nam (64%) và nữ (28%) ( Kraus, Guttormsson, et al., 2016 ). Đan Mạch nổi tiếng với thái độ tự do và thoải mái đối với nội dung khiêu dâm và tình dục, điều này có thể làm tăng mức tiêu thụ ( Hald, 2006 ). Một nghiên cứu đại diện về người trẻ tuổi cho thấy tỷ lệ tiêu thụ nội dung khiêu dâm cao, ví dụ như mức tiêu thụ trong tháng trước (nam giới 82.5% và nữ giới 33.6%) ( Hald, 2006 ). Một đánh giá gần đây cho thấy tỷ lệ rối loạn ăn uống vô độ thấp hơn ở các nước Bắc Âu so với các nước châu Âu khác, nhưng không tìm thấy nghiên cứu nào của Đan Mạch ( Dahlgren, Stedal, & Wisting, 2017 ).

Đặc điểm bốc đồng và hành vi liên quan đến nghiện

Theo các giả thuyết của chúng tôi, sự khẩn cấp có liên quan tích cực đến việc sử dụng rượu có vấn đề (Model 1), cần sa (cả hai mô hình) và các loại thuốc khác (Model 1). Các nghiên cứu trước đây chỉ ra một vai trò quan trọng của sự cấp bách trong việc sử dụng rượu và cần sa có vấn đề ở thanh thiếu niên (Coskunpinar và cộng sự, 2013; Stautz & Cooper, 2013; VanderVeen và cộng sự, 2016) và sự phụ thuộc cocaine (Albein-Urios và cộng sự, 2012; Fernandez-Serrano và cộng sự, 2012; Torres và cộng sự, 2013). Theo các giả thuyết của chúng tôi, tính cấp bách cũng liên quan tích cực đến việc ăn nhạt (cả hai người mẫu) và sử dụng nội dung khiêu dâm có vấn đề (Model 1). Điều này giống như các nghiên cứu trước đây về ăn nhạt ở người lớn / người trẻ tuổi (Claes và cộng sự, 2015; Kelly và cộng sự, 2014; Mikheeva & Tragesser, 2016; Murphy và cộng sự, 2014; VanderBroek-Stice và cộng sự, 2017) và một nghiên cứu gần đây liên kết sự cấp bách tiêu cực với việc sử dụng gây nghiện các hoạt động tình dục trực tuyến ở nam giới (Wery và cộng sự, 2018). Xu hướng hành động vội vàng trong trạng thái cảm xúc tích cực và tiêu cực có thể được liên kết với các hành vi liên quan đến nghiện chất và phi chất thông qua củng cố tích cực và tiêu cực ngay lập tức, thông qua sự kỳ vọng tăng khoái cảm tức thời hoặc như một cơ chế để tạm thời điều chỉnh cảm xúc tiêu cực , mặc dù hậu quả tiêu cực lâu dài (Cyders & Smith, 2008; Heatherton & Baumeister, 1991; Giải quyết và cộng sự, 2010; Tice và cộng sự, 2001). Các nghiên cứu theo chiều dọc cung cấp một số hỗ trợ cho ý tưởng này (Anestis, Selby & Joiner, 2007; Pearson, Combs, Zapolslci và Smith, 2012; Định cư, Zapolski, & Smith, 2014; Giải quyết và cộng sự, 2010), ví dụ, cho thấy rằng dự báo mức độ khẩn cấp tiêu cực tăng trong kỳ vọng rằng việc ăn uống làm giảm bớt ảnh hưởng tiêu cực, dự đoán sự gia tăng trong việc ăn nhạt (Pearson và cộng sự, 2012).

Thiếu kiên trì cũng nổi lên như một đặc điểm quan trọng, có mối liên hệ tích cực với việc sử dụng rượu bia một cách có vấn đề (Mô hình 1), các loại thuốc khác (cả hai mô hình), ăn uống vô độ (cả hai mô hình) và nghiện phim khiêu dâm (cả hai mô hình). Các nghiên cứu trước đây đã liên kết thiếu kiên trì với việc sử dụng rượu bia một cách có vấn đề ( Coskunpinar et al., 2013 ; Stautz & Cooper, 2013 ), nghiện cocaine (ví dụ: Verdejo-Garcia et al., 2007 ) và ăn uống vô độ ( Claes et al., 2015 ; Murphy et al., 2014 ; VanderBroek-Stice et al., 2017 ), nhưng mối liên hệ này nhìn chung không mạnh bằng mối liên hệ với tính cấp bách. Theo hiểu biết của chúng tôi, đây là nghiên cứu đầu tiên liên kết thiếu kiên trì với việc sử dụng phim khiêu dâm một cách có vấn đề. Thiếu kiên trì có liên quan đến sự suy giảm khả năng chống lại sự can thiệp chủ động (tức là suy giảm khả năng ức chế thông tin trước đó không còn phù hợp) và giảm tính tận tâm đối với các nhiệm vụ đang thực hiện ( Gay, Rochat, Billieux, d'Acremont, & Van der Linden, 2008 ; Rochat, Billieux, Gagnon, & Van der Linden, 2018 ), và cũng có thể tương tác với căng thẳng. Một nghiên cứu gần đây cho thấy những cá nhân có mức độ kiên trì thấp thường đánh bạc nhiều hơn sau khi trải qua thua lỗ trong tình huống căng thẳng ( Canale, Rubaltelli, Vieno, Pittarello, & Billieux, 2017 ). Những quá trình nhận thức tiềm ẩn này có thể giúp giải thích mối liên hệ được báo cáo giữa thiếu kiên trì và các hành vi liên quan đến nghiện chất và không nghiện chất.

Chúng tôi không tìm thấy mối liên hệ nào giữa các thang đo phụ của UPPS-P và chứng nghiện game trực tuyến, phù hợp với giả thuyết của chúng tôi và các kết quả không tìm thấy mối liên hệ gần đây ( Deleuze et al., 2017 ; Irvine et al., 2013 ; Nuyens et al., 2016 ). Điều này có thể cho thấy rằng các yếu tố khác ngoài tính bốc đồng bẩm sinh có liên quan đến hành vi nghiện game trực tuyến. Quan trọng hơn, một nghiên cứu gần đây ( Deleuze et al., 2017 ) đã chỉ ra rằng các yếu tố rủi ro đã được xác định rõ ràng đối với chứng rối loạn sử dụng chất gây nghiện và rối loạn cờ bạc, bao gồm UPPS-P và các biện pháp khác liên quan đến khả năng tự kiểm soát, đã không thể phân biệt giữa những người chơi game lành mạnh và những người chơi game mắc chứng rối loạn nghiện game trực tuyến theo DSM-5.

Một số khác biệt về giới tính cần được chú ý. Giới nữ có điểm số thấp hơn trên các thang đo CUDIT, PCQ và IGD9-SF, và điểm số cao hơn trên thang đo BES, tương tự như các nghiên cứu trước đây về thanh thiếu niên cho thấy tỷ lệ nữ giới tìm kiếm điều trị rối loạn sử dụng cần sa thấp hơn ( Smith, 2014 ), tỷ lệ tiêu thụ nội dung khiêu dâm ( Hald, 2006 ) và nghiện Internet ( Ha & Hwang, 2014 ) thấp hơn ở nữ giới, và tỷ lệ rối loạn ăn uống vô độ cao hơn ( Dahlgren et al., 2017 ). Cần nghiên cứu thêm với mẫu lớn hơn để kiểm tra xem liệu các đặc điểm bốc đồng tương tự có được thể hiện bằng các hành vi khác nhau ở hai giới hay không.

Nhìn chung, các phát hiện của chúng tôi nhấn mạnh vai trò của sự cấp bách và thiếu kiên trì trong việc phát triển các hành vi liên quan đến nghiện chất và không gây nghiện (trừ chơi game trên Internet). Hơn nữa, các hiệp hội được thành lập trên các hành vi liên quan đến nghiện chất và không gây nghiện cho thấy mức độ bốc đồng không có khả năng dẫn đến tác động độc hại của các chất đơn độc.

Những phát hiện của chúng tôi có ý nghĩa lâm sàng bằng cách nhấn mạnh vai trò tiềm tàng của sự thôi thúc và thiếu kiên trì trong sự phát triển của chứng nghiện chất và nghiện hành vi, và do đó, có thể là mục tiêu điều trị dự phòng. Hơn nữa, các phát hiện chỉ ra tầm quan trọng của các can thiệp trị liệu nhắm vào việc điều chỉnh cảm xúc trong các rối loạn này, ví dụ, các can thiệp nhằm mục đích học các chiến lược lành mạnh hơn để đối phó với căng thẳng. Các chương trình có thể được hưởng lợi từ việc áp dụng các tài liệu từ các can thiệp giáo dục tâm lý cho các rối loạn liên quan đến xung động khác, chẳng hạn như rối loạn nhân cách ranh giới ( Zanarini, Conkey, Temes, & Fitzmaurice, 2017 ) hoặc rối loạn nhân cách chống đối xã hội ( Thylstrup, Schroder, & Hesse, 2015 ).

Các nghiên cứu trong tương lai là cần thiết để tái tạo các phát hiện không liên quan đến chất, cũng như trong các quần thể lâm sàng, và nên bao gồm các biện pháp điều chỉnh cảm xúc và kỳ vọng. Các nghiên cứu theo chiều dọc với một số điểm thời gian theo dõi là cần thiết để trêu chọc hướng nhân quả.

Hạn chế

Kích thước mẫu đủ để kiểm tra các mối tương quan khiêm tốn ( r = 35), nhưng không đủ để kiểm tra các mối tương quan yếu hơn. Hạn chế này đã được khắc phục một phần bằng cách cố ý chọn mẫu những người trả lời có nguy cơ cao và nguy cơ thấp để đảm bảo sự đa dạng đầy đủ về tính bốc đồng. Tuy nhiên, các nghiên cứu trong tương lai với quy mô lớn hơn có thể được sử dụng để xác nhận và mở rộng các phát hiện hiện tại cũng như xem xét các nhóm phụ cụ thể (ví dụ: giới tính).

Do tính chất cắt ngang của dữ liệu, chúng tôi không thể đưa ra các kết luận nguyên nhân, nghĩa là, liệu các đặc điểm UPPS-P cao hơn có trước các hành vi liên quan đến nghiện cao hơn hay ngược lại. Kiểm tra triển vọng được yêu cầu để gỡ rối hướng của quan hệ nhân quả.

PCQ cung cấp một thước đo đa chiều về sự thèm muốn, một triệu chứng cốt lõi của hành vi nghiện ngập, và do đó phản ánh mức độ nghiêm trọng và việc sử dụng có vấn đề. Một bảng câu hỏi gần đây khác, Bài kiểm tra nghiện Internet ngắn được điều chỉnh cho các hoạt động tình dục trực tuyến ( Wery, Burnay, Karila, & Billieux, 2016 ) có thể cung cấp một thước đo rộng hơn về việc sử dụng có vấn đề, nhưng bị giới hạn ở nội dung trực tuyến.

Việc lựa chọn thanh thiếu niên với các mức độ khác nhau của EP6 được dựa trên một cuộc khảo sát đại diện cho thanh niên Đan Mạch được chọn ngẫu nhiên và do đó những phát hiện của chúng tôi nên khái quát cho dân số thanh niên Đan Mạch và thanh niên ở các quốc gia tương tự như Đan Mạch.

Kết luận

Phần:

Nghiên cứu đã xem xét mối liên hệ độc đáo giữa mô hình UPPS-P và nhiều hành vi liên quan đến nghiện ở thanh thiếu niên với sự tham gia khác nhau trong các hành vi này. Mô hình UPPS-P có liên quan tích cực với các chỉ số của tất cả các hành vi gây nghiện ngoại trừ chơi game Internet có vấn đề. Các đặc điểm quan trọng nhất là khẩn cấp và thiếu kiên trì, vì một hoặc cả hai đặc điểm này có liên quan đến tất cả các hành vi liên quan đến nghiện (trừ chơi game trên Internet). Phát hiện của chúng tôi nhấn mạnh vai trò tiềm năng của sự cấp bách và thiếu kiên trì là yếu tố dự báo cho sự phát triển của các rối loạn gây nghiện và là mục tiêu điều trị dự phòng tiềm năng.

Đóng góp của tác giả

Phần:

KRT, MBC, MUP và VV: nghiên cứu khái niệm và thiết kế và có được tài trợ. MUP: phụ trách khảo sát quốc gia nơi người tham gia được tuyển dụng. KRT, MBC và MMP: thu thập dữ liệu. MH và KRT: phân tích thống kê và giải thích dữ liệu. TLK: trực quan hóa dữ liệu. KRT: đã viết bản thảo. Tất cả các tác giả đã đóng góp và phê duyệt bản thảo. Họ có quyền truy cập đầy đủ vào tất cả dữ liệu và chịu trách nhiệm về tính toàn vẹn của dữ liệu và tính chính xác của phân tích dữ liệu.

Xung đột lợi ích

Phần:

Các tác giả tuyên bố không có xung đột lợi ích.

Lời cảm ơn

Các tác giả xin cảm ơn những người tham gia đã dành thời gian đến Aarhus và tham gia vào nghiên cứu, và Mads Jensen (Đại học Aarhus), Nuria Donamayor (Đại học Cambridge), Kwangyeol Baek (Đại học Cambridge) và Daisy Mechelmans ( Đại học Cambridge) đã giúp thu thập dữ liệu và Trung tâm khoa học thần kinh tích hợp chức năng / MINDLab để sử dụng các cơ sở tuyệt vời của họ. Hơn nữa, họ cảm ơn Claire Mowat vì đã giúp mô tả các biến phụ thuộc trong bản thảo. Họ cũng muốn cảm ơn Shane Kraus vì đã sử dụng PCQ.

dự án

Phần:

	Adamson, S. J., Kay-Lambkin, F. J., Baker, A. L., Lewin, T. J., Thornton, L., Kelly, B. J., & Sellman, J. D. (2010). Một biện pháp ngắn gọn được cải thiện về việc lạm dụng cần sa: Bài kiểm tra Nhận dạng Rối loạn Sử dụng Cần sa - Đã sửa đổi (CUDIT-R). Lệ thuộc vào Ma túy và Rượu, 110 (1–2), 137–143. doi:https://doi.org/10.1016/j.drugalcdep.2010.02.017 CrossRef, Medline
	Adamson, S. J., & Sellman, J. D. (2003). Một công cụ sàng lọc nguyên mẫu cho chứng rối loạn sử dụng cần sa: Xét nghiệm Nhận dạng Rối loạn Sử dụng Cần sa (CUDIT) trong một mẫu lâm sàng phụ thuộc vào rượu. Đánh giá về Ma túy và Rượu, 22 (3), 309–315. doi:https://doi.org/10.1080/0959523031000154454 CrossRef, Medline
	Albein-Urios, N., Martinez-Gonzalez, J. M., Lozano, O., Clark, L., & Verdejo-Garcia, A. (2012). So sánh sự bốc đồng và trí nhớ hoạt động trong chứng nghiện cocaine và bệnh lý cờ bạc: Hệ lụy đối với ngộ độc thần kinh do cocaine. Lệ thuộc vào Ma túy và Rượu, 126 (1–2), 1–6. doi:https://doi.org/10.1016/j.drugalcdep.2012.03.008 CrossRef, Medline
	Hiệp hội Tâm thần Hoa Kỳ. (2013). Cẩm nang chẩn đoán và thống kê các rối loạn tâm thần: DSM-V (5th ed.). Washington, DC: Hiệp hội Psyhiatric Hoa Kỳ. CrossRef
	Amianto, F., Ottone, L., Daga, G. A., & Fassino, S. (2015). Chẩn đoán và điều trị chứng rối loạn ăn uống vô độ: Bản tóm tắt trước DSM-5. BMC Psychiatry, 15 (1), 70. doi:https://doi.org/10.1186/s12888-015-0445-6 CrossRef, Medline
	Anestis, M. D., Selby, E. A., & Joiner, T. E. (2007). Vai trò của sự khẩn cấp trong các hành vi không thích hợp. Nghiên cứu Hành vi và Trị liệu, 45 (12), 3018–3029. doi:https://doi.org/10.1016/j.brat.2007.08.012 CrossRef, Medline
	Berg, J. M., Latzman, R. D., Bliwise, N. G., & Lilienfeld, S. O. (2015). Phân tích tính không đồng nhất của tính bốc đồng: Một đánh giá phân tích tổng hợp về các tác động hành vi của UPPS đối với bệnh lý tâm thần. Đánh giá Tâm lý, 27 (4), 1129–1146. doi:https://doi.org/10.1037/pas0000111 CrossRef, Medline
	Berman, A. H., Bergman, H., Palmstierna, T., & Schlyter, F. (2005). Đánh giá Kiểm tra Xác định Rối loạn Sử dụng Ma túy (DUDIT) trong môi trường tư pháp hình sự và cai nghiện và trong một mẫu dân số Thụy Điển. Nghiên cứu Nghiện Châu Âu, 11 (1), 22–31. doi:https://doi.org/10.1159/000081413 CrossRef, Medline
	Billieux, J., Lagrange, G., Van der Linden, M., Lancon, C., Adida, M., & Jeanningros, R. (2012). Điều tra về tính bốc đồng trong một mẫu bệnh nhân cờ bạc đang tìm cách điều trị: Góc nhìn đa chiều. Nghiên cứu Tâm thần học, 198 (2), 291–296. doi:https://doi.org/10.1016/j.psychres.2012.01.001 CrossRef, Medline
	Billieux, J., Schimmenti, A., Khazaal, Y., Maurage, P., & Heeren, A. (2015). Chúng ta có đang quá phô trương cuộc sống hàng ngày không? Một kế hoạch chi tiết có thể quản lý để nghiên cứu hành vi nghiện. Tạp chí Nghiện Hành vi, 4 (3), 119–123. doi:https://doi.org/10.1556/2006.4.2015.009 liên kết
	Canale, N., Rubaltelli, E., Vieno, A., Pittarello, A., & Billieux, J. (2017). Sự bốc đồng ảnh hưởng đến cá cược khi bị căng thẳng trong cờ bạc trong phòng thí nghiệm. Báo cáo Khoa học, 7 (1), 1–12. doi:https://doi.org/10.1038/s41598-017-10745-9 CrossRef, Medline
	Canale, N., Scacchi, L., & Griffiths, M. D. (2016). Cờ bạc và bốc đồng ở tuổi vị thành niên: Việc làm trong thời gian học trung học có điều chỉnh mối quan hệ không? Hành vi gây nghiện, 60, 37–41. doi:https://doi.org/10.1016/j.addbeh.2016.04.001 CrossRef, Medline
	Claes, L., Islam, M. A., Fagundo, A. B., Jimenez-Murcia, S., Granero, R., Aguera, Z., Rossi, E., Menchón, J. M., & Fernandez-Aranda, F. (2015). Mối quan hệ giữa không tự sát gây thương tích cho bản thân và các khía cạnh bốc đồng UPPS-P trong rối loạn ăn uống và kiểm soát sức khỏe. PLoS Một, 10 (5), e0126083. doi:https://doi.org/10.1371/journal.pone.0126083 CrossRef, Medline
	Colder, C. R., Scalco, M., Trucco, E. M., Read, J. P., Lengua, L. J., Wieczorek, W. F., & Hawk, L. W. (2013). Các mối liên hệ tiềm tàng về các vấn đề bên trong và bên ngoài và sự đồng xuất hiện của chúng với việc sử dụng chất kích thích ở tuổi vị thành niên. Tạp chí Tâm lý Trẻ em Bất thường, 41 (4), 667–677. doi:https://doi.org/10.1007/s10802-012-9701-0 CrossRef, Medline
	Coskunpinar, A., Dir, A. L., & Cyders, M. A. (2013). Tính đa chiều trong tính bốc đồng và sử dụng rượu: Một phân tích tổng hợp sử dụng mô hình UPPS về tính bốc đồng. Nghiện rượu, Nghiên cứu Lâm sàng và Thực nghiệm, 37 (9), 1441–1450. doi:https://doi.org/10.1111/acer.12131 CrossRef, Medline
	Cyders, M. A. (2013). Tính bốc đồng và giới tính: Sự bất biến về đo lường và cấu trúc của Thang đo hành vi bốc đồng UPPS-P. Đánh giá, 20 (1), 86–97. doi:https://doi.org/10.1177/1073191111428762 CrossRef, Medline
	Cyders, M. A., & Coskunpinar, A. (2011). Đo lường các cấu trúc bằng cách sử dụng các nhiệm vụ phòng thí nghiệm hành vi và tự báo cáo: Có sự chồng chéo trong khoảng thời gian danh nghĩa và đại diện cấu trúc cho sự bốc đồng? Tạp chí Tâm lý học Lâm sàng, 31 (6), 965–982. doi:https://doi.org/10.1016/j.cpr.2011.06.001 CrossRef, Medline
	Cyders, M. A., & Smith, G. T. (2008). Các khuynh hướng dựa trên cảm xúc đối với hành động hấp tấp: Sự khẩn cấp tích cực và tiêu cực. Bản tin Tâm lý, 134 (6), 807–828. doi:https://doi.org/10.1037/a0013341 CrossRef, Medline
	Cyders, M. A., Smith, G. T., Spillane, N. S., Fischer, S., Annus, A. M., & Peterson, C. (2007). Tích hợp tính bốc đồng và tâm trạng tích cực để dự đoán hành vi nguy cơ: Phát triển và xác nhận một thước đo mức độ khẩn cấp tích cực. Đánh giá Tâm lý, 19 (1), 107–118. doi:https://doi.org/10.1037/1040-3590.19.1.107 CrossRef, Medline
	Dahlgren, C. L., Stedal, K., & Wisting, L. (2017). Một đánh giá có hệ thống về tỷ lệ rối loạn ăn uống ở các nước Bắc Âu: 1994–2016. Tâm lý học Bắc Âu, 1–19. doi:https://doi.org/10.1080/19012276.2017.1410071 CrossRef
	Dalley, J. W., Everitt, B. J., & Robbins, T. W. (2011). Tính bốc đồng, tính cưỡng bách và kiểm soát nhận thức từ trên xuống. Nơron, 69 (4), 680–694. doi:https://doi.org/10.1016/j.neuron.2011.01.020 CrossRef, Medline
	Dalley, JW, Fryer, TD, Brichard, L., Robinson, ES, Theobald, DE, Laane, K., Peña, Y., Murphy, ER, Shah, Y., Probst, K., Abakumova, I., Aigbirhio, FI, Richards, HK, Hong, Y., Baron, JC, Everitt, BJ, & Robbins, TW (2007). Các thụ thể D2 / 3 của nucleus Tích lũy dự đoán tính trạng bốc đồng và tăng cường cocaine. Khoa học, 315 (5816), 1267–1270. doi:https://doi.org/10.1126/science.1137073 CrossRef, Medline
	Deleuze, J., Nuyens, F., Rochat, L., Rothen, S., Maurage, P., & Billieux, J. (2017). Các yếu tố nguy cơ gây nghiện đã được xác lập không phân biệt được giữa những người chơi game khỏe mạnh và những người chơi chứng thực chứng rối loạn chơi game trên Internet DSM-5. Tạp chí Nghiện Hành vi, 6 (4), 516–524. doi:https://doi.org/10.1556/2006.6.2017.074 liên kết
	Duarte, C., Pinto-Gouveia, J., & Ferreira, C. (2015). Mở rộng đánh giá ăn uống vô độ: Tính hiệu lực và giá trị sàng lọc của Thang đo ăn uống vô độ ở phụ nữ trong dân số chung. Hành vi ăn uống, 18, 41–47. doi:https://doi.org/10.1016/j.eatbeh.2015.03.007 CrossRef, Medline
	Edwards, A. C., Latendresse, S. J., Heron, J., Cho, S. B., Hickman, M., Lewis, G., Dick, D. M., & Kendler, K. S. (2014). Các triệu chứng nội tâm thời thơ ấu có liên quan tiêu cực đến việc sử dụng rượu ở tuổi vị thành niên. Nghiện rượu, Nghiên cứu Lâm sàng và Thực nghiệm, 38 (6), 1680–1688. doi:https://doi.org/10.1111/acer.12402 CrossRef, Medline
	Ersche, K. D., Jones, P. S., Williams, G. B., Turton, A. J., Robbins, T. W., & Bullmore, E. T. (2012). Cấu trúc não bất thường liên quan đến chứng nghiện thuốc kích thích. Khoa học, 335 (6068), 601–604. doi:https://doi.org/10.1126/science.1214463 CrossRef, Medline
	Evenden, J. L. (1999). Nhiều loại bốc đồng. Psychopharmacology (Berl), 146 (4), 348–361. doi:https://doi.org/10.1007/PL00005481 CrossRef, Medline
	Fernandez-Serrano, M. J., Perales, J. C., Moreno-Lopez, L., Perez-Garcia, M., & Verdejo-Garcia, A. (2012). Mô tả tâm lý thần kinh về sự bốc đồng và tính cưỡng bách ở những người phụ thuộc vào cocaine. Psychopharmacology (Berl), 219 (2), 673–683. doi:https://doi.org/10.1007/s00213-011-2485-z CrossRef, Medline
	Fischer, J. A., Najman, J. M., Williams, G. M., & Clavarino, A. M. (2012). Tâm sinh lý thời thơ ấu và vị thành niên và hút thuốc lá tiếp theo ở thanh niên: Phát hiện từ một nhóm thuần tập sơ sinh Úc. Nghiện, 107 (9), 1669–1676. doi:https://doi.org/10.1111/j.1360-0443.2012.03846.x CrossRef, Medline
	Fischer, S., & Smith, G. T. (2008). Ăn uống quá đà, uống rượu có vấn đề và cờ bạc bệnh hoạn: Liên kết hành vi với các đặc điểm chung và học hỏi xã hội. Tính cách và Sự khác biệt của Cá nhân, 44 (4), 789–800. doi:https://doi.org/10.1016/j.paid.2007.10.008 CrossRef
	Garavan, H., Ross, T. J., & Stein, E. A. (1999). Sự thống trị của bán cầu phải kiểm soát ức chế: Một nghiên cứu MRI chức năng liên quan đến sự kiện. Kỷ yếu của Viện Hàn lâm Khoa học Quốc gia Hoa Kỳ, 96 (14), 8301–8306. doi:https://doi.org/10.1073/pnas.96.14.8301 CrossRef, Medline
	Gauffin, K., Vinnerljung, B., Fridell, M., Hesse, M., & Hjern, A. (2013). Tình trạng kinh tế xã hội thời thơ ấu, thất bại ở trường học và lạm dụng ma túy: Một nghiên cứu thuần tập quốc gia Thụy Điển. Nghiện, 108 (8), 1441–1449. doi:https://doi.org/10.1111/add.12169 CrossRef, Medline
	Gay, P., Rochat, L., Billieux, J., d'Acremont, M., & Van der Linden, M. (2008). Các quá trình ức chế không đồng nhất liên quan đến các khía cạnh khác nhau của tính bốc đồng tự báo cáo: Bằng chứng từ mẫu cộng đồng. Acta Psychologica, 129 (3), 332–339. doi:https://doi.org/10.1016/j.actpsy.2008.08.010 CrossRef, Medline
	Gola, M., Wordecha, M., Sescousse, G., Lew-Starowicz, M., Kossowski, B., Wypych, M., Makeig, S., Potenza, M. N., & Marchewka, A. (2017). Nội dung khiêu dâm có thể gây nghiện không? Một nghiên cứu của fMRI về những người đàn ông đang tìm cách điều trị cho việc sử dụng nội dung khiêu dâm có vấn đề. Neuropsychopharmacology, 42 (10), 2021–2031. doi:https://doi.org/10.1038/npp.2017.78 CrossRef, Medline
	Gormally, J., Black, S., Daston, S., & Rardin, D. (1982). Đánh giá mức độ nghiêm trọng của việc ăn uống vô độ ở những người béo phì. Hành vi gây nghiện, 7 (1), 47–55. doi:https://doi.org/10.1016/0306-4603(82)90024-7 CrossRef, Medline
	Grall-Bronnec, M., Wainstein, L., Feuillet, F., Bouju, G., Rocher, B., Venisse, J. L., & Sebille-Rivain, V. (2012). Hồ sơ lâm sàng như một chức năng của mức độ và kiểu bốc đồng trong một nhóm mẫu gồm những người chơi cờ bạc có nguy cơ và bệnh lý đang tìm cách điều trị. Tạp chí Nghiên cứu Cờ bạc, 28 (2), 239–252. doi:https://doi.org/10.1007/s10899-011-9258-9 CrossRef, Medline
	Griffith-Lendering, M. F. H., Huijbregts, S. C. J., Mooijaart, A., Vollebergh, W. A. ​​M., & Swaab, H. (2011). Sử dụng cần sa và phát triển các vấn đề về hành vi bên ngoài và nội tâm hóa ở giai đoạn đầu tuổi vị thành niên: Một nghiên cứu TRAILS. Lệ thuộc vào Ma túy và Rượu, 116 (1–3), 11–17. doi:https://doi.org/10.1016/j.drugalcdep.2010.11.024 CrossRef, Medline
	Gu, Z. G., Gu, L., Eils, R., Schlesner, M., & Brors, B. (2014). Circlize triển khai và nâng cao khả năng hiển thị hình tròn trong R. Bioinformatics, 30 (19), 2811–2812. doi:https://doi.org/10.1093/bioinformatics/btu393 CrossRef, Medline
	Ha, Y. M., & Hwang, W. J. (2014). Sự khác biệt về giới trong chứng nghiện Internet liên quan đến các chỉ số sức khỏe tâm lý ở thanh thiếu niên sử dụng cuộc khảo sát dựa trên web quốc gia. Tạp chí Quốc tế về Sức khỏe Tâm thần và Nghiện, 12 (5), 660–669. doi:https://doi.org/10.1007/s11469-014-9500-7 CrossRef
	Hald, G. M. (2006). Sự khác biệt về giới trong việc tiêu thụ nội dung khiêu dâm ở những người trẻ tuổi Đan Mạch dị tính luyến ái. Lưu trữ Hành vi Tình dục, 35 (5), 577–585. doi:https://doi.org/10.1007/s10508-006-9064-0 CrossRef, Medline
	Heatherton, T. F., & Baumeister, R. F. (1991). Chán ăn như trốn khỏi nhận thức về bản thân. Bản tin Tâm lý, 110 (1), 86–108. doi:https://doi.org/10.1037/0033-2909.110.1.86 CrossRef, Medline
	Heron, J., Barker, E. D., Joinson, C., Lewis, G., Hickman, M., Munafo, M., & Macleod, J. (2013). Thời thơ ấu tiến hành quỹ đạo rối loạn, các yếu tố nguy cơ trước đó và sử dụng cần sa ở tuổi 16: Nghiên cứu đoàn hệ khi sinh. Nghiện, 108 (12), 2129–2138. doi:https://doi.org/10.1111/add.12268 CrossRef, Medline
	Hildebrand, M. (2015). Các thuộc tính tâm lý của Thử nghiệm Nhận dạng Rối loạn Sử dụng Thuốc (DUDIT): Đánh giá các nghiên cứu gần đây. Tạp chí điều trị lạm dụng chất gây nghiện, 53, 52 tầm 59. doi:https://doi.org/10.1016/j.jsat.2015.01.008 CrossRef, Medline
	Irvine, M. A., Worbe, Y., Bolton, S., Harrison, N. A., Bullmore, E. T., & Voon, V. (2013). Suy giảm tính bốc đồng quyết đoán ở những người chơi trò chơi điện tử bệnh lý. PLoS Một, 8 (10), e75914. doi:https://doi.org/10.1371/journal.pone.0075914 CrossRef, Medline
	Kaiser, A., Bonsu, J. A., Charnigo, R. J., Milich, R., & Lynam, D. R. (2016). Tính cách bốc đồng và sử dụng rượu bia: Quan hệ hai chiều trên một năm. Tạp chí Nghiên cứu về Rượu và Ma túy, 77 (3), 473–482. doi:https://doi.org/10.15288/jsad.2016.77.473 CrossRef, Medline
	Kardefelt-Winther, D., Heeren, A., Schimmenti, A., van Rooij, A., Maurage, P., Carras, M., Edman, J., Blaszczynski, A., Khazaal, Y., & Billieux , J. (2017). Làm thế nào chúng ta có thể hình thành khái niệm nghiện hành vi mà không làm bệnh lý các hành vi thông thường? Nghiện, 112 (10), 1709–1715. doi:https://doi.org/10.1111/add.13763 CrossRef, Medline
	Kelly, N. R., Cotter, E. W., & Mazzeo, S. E. (2014). Xem xét vai trò của khả năng chịu đựng đau khổ và mức độ khẩn cấp tiêu cực trong hành vi ăn uống vô độ ở phụ nữ. Hành vi ăn uống, 15 (3), 483–489. doi:https://doi.org/10.1016/j.eatbeh.2014.06.012 CrossRef, Medline
	Kraus, L., Guttormsson, U., Leifman, H., Arpa, S., Molinaro, S., & Monshouwer, K. (2016). Báo cáo ESPAD 2015: Kết quả từ Dự án Khảo sát Trường học Châu Âu về rượu và các chất gây nghiện khác. Luxembourg: Văn phòng xuất bản của Liên minh Châu Âu.
	Kraus, S., & Rosenberg, H. (2014). Bảng câu hỏi về sự thèm muốn khiêu dâm: Tính chất tâm lý. Lưu trữ về Hành vi Tình dục, 43 (3), 451–462. doi:https://doi.org/10.1007/s10508-013-0229-3 CrossRef, Medline
	Kraus, S., Voon, V., & Potenza, M. N. (2016). Hành vi tình dục cưỡng bách có nên được coi là một chứng nghiện? Nghiện, 111 (12), 2097–2106. doi:https://doi.org/10.1111/add.13297 CrossRef, Medline
	Kuss, D. J., Griffiths, M. D., & Pontes, H. M. (2017). Chẩn đoán DSM-5 về chứng rối loạn chơi game trên Internet: Một số cách tiến bộ trong việc khắc phục các vấn đề và mối quan tâm trong lĩnh vực nghiên cứu trò chơi. Tạp chí Nghiện Hành vi, 6 (2), 133–141. doi:https://doi.org/10.1556/2006.6.2017.032 liên kết
	Lecrubier, Y., Sheehan, D. V., Weiller, E., Amorim, P., Bonora, I., Sheehan, K. H., Janavs, J., & Dunbar, G. C. (1997). Cuộc phỏng vấn bệnh thần kinh quốc tế thu nhỏ (MINI). Một cuộc phỏng vấn có cấu trúc chẩn đoán ngắn: Độ tin cậy và tính hợp lệ theo CIDI. Tâm thần học Châu Âu, 12 (5), 224–231. doi:https://doi.org/10.1016/S0924-9338(97)83296-8 CrossRef
	Lynam, D. R., Smith, G. T., Whiteside, S. P., & Cyders, M. A. (2006). UPPS-P: Đánh giá năm con đường tính cách dẫn đến hành vi bốc đồng (Báo cáo kỹ thuật). West Lafayette, IN: Đại học Purdue.
	Meneses-Gaya, C., Zuardi, A. W., Loureiro, S. R., & Crippa, J. A. S. (2009). Kiểm tra Nhận dạng Rối loạn Sử dụng Rượu (AUDIT): Một đánh giá có hệ thống cập nhật về các đặc tính đo lường tâm lý. Tâm lý học & Khoa học thần kinh, 2 (1), 83–97. doi:https://doi.org/10.3922/j.psns.2009.1.12 CrossRef
	Michalczuk, R., Bowden-Jones, H., Verdejo-Garcia, A., & Clark, L. (2011). Sự bốc đồng và méo mó nhận thức ở những người chơi cờ bạc bệnh lý đến khám tại bệnh viện cờ bạc có vấn đề quốc gia của Vương quốc Anh: Một báo cáo sơ bộ. Y học Tâm lý, 41 (12), 2625–2635. doi:https://doi.org/10.1017/S003329171100095X CrossRef, Medline
	Miettunen, J., Murray, GK, Jones, PB, Maki, P., Ebeling, H., Taanila, A., Joukamaa, M., Savolainen, J., Törmänen, S., Järvelin, MR, Veijola, J ., & Moilanen, I. (2014). Mối liên hệ theo chiều dọc giữa thời thơ ấu và tuổi trưởng thành bên ngoài và nội tâm hóa tâm lý và sử dụng chất gây nghiện ở tuổi vị thành niên. Y học Tâm lý, 44 (8), 1727–1738. doi:https://doi.org/10.1017/S0033291713002328 CrossRef, Medline
	Mikheeva, O. V., & Tragesser, S. L. (2016). Đặc điểm tính cách, ăn uống rối loạn và sử dụng rượu ở sinh viên đại học: Phân tích hồ sơ tiềm ẩn. Tính cách và Sự khác biệt của Cá nhân, 94, 360–365. doi:https://doi.org/10.1016/j.paid.2016.02.004 CrossRef
	Murphy, C. M., Stojek, M. K., & MacKillop, J. (2014). Mối quan hệ giữa các đặc điểm tính cách bốc đồng, nghiện thực phẩm và chỉ số khối cơ thể. Cảm giác thèm ăn, 73, 45–50. doi:https://doi.org/10.1016/j.appet.2013.10.008 CrossRef, Medline
	Nuyens, F., Deleuze, J., Maurage, P., Griffiths, M. D., Kuss, D. J., & Billieux, J. (2016). Sự bốc đồng ở các game thủ đấu trường trực tuyến nhiều người chơi: Kết quả sơ bộ về các biện pháp thử nghiệm và tự báo cáo. Tạp chí Nghiện Hành vi, 5 (2), 351–356. doi:https://doi.org/10.1556/2006.5.2016.028 liên kết
	O'Brien, R. M. (2007). Thận trọng đối với các quy tắc ngón tay cái đối với các yếu tố lạm phát phương sai. Chất lượng & Số lượng, 41 (5), 673–690. doi:https://doi.org/10.1007/s11135-006-9018-6 CrossRef
	Pearson, C. M., Combs, J. L., Zapolslci, T. C. B., & Smith, G. T. (2012). Một mô hình rủi ro giao dịch theo chiều dọc cho sự khởi phát sớm của rối loạn ăn uống. Tạp chí Tâm lý học Bất thường, 121 (3), 707–718. doi:https://doi.org/10.1037/a0027567 CrossRef, Medline
	Pedersen, M. U., Frederiksen, K. S., & Pedersen, M. M. (2015). Ứng dụng UngMap - en metode cho đến khi nhận dạng af særlige belastninger, ressourcer, rusmiddelbrug / misbrug og trivsel blandt danske 15-25 årige [YouthMap - Một phương pháp để xác định mức độ nghiêm trọng của vấn đề, nguồn cung cấp, sử dụng / lạm dụng AOD và sức khỏe của những người từ 15–25 tuổi Đan Mạch]. Aarhus, Đan Mạch: Đại học Aarhus, Trung tâm Nghiên cứu Rượu và Ma túy.
	Pedersen, M. U., Rømer Thomsen, K., Heradstveit, O., Skogen, J. C., Hesse, M., & Jones, S. (báo chí). Các vấn đề về hành vi bên ngoài liên quan đến việc sử dụng chất kích thích ở thanh thiếu niên trên sáu mẫu từ các nước Bắc Âu. Khoa Tâm thần Trẻ em & Vị thành niên Châu Âu.
	Pedersen, M. U., Rømer Thomsen, K., Pedersen, M. M., & Hesse, M. (2017). Lập bản đồ các yếu tố nguy cơ đối với việc sử dụng chất kích thích: Giới thiệu Bản đồ thanh niên12. Hành vi Gây nghiện, 65, 40–50. doi:https://doi.org/10.1016/j.addbeh.2016.09.005 CrossRef, Medline
	Petry, N. M., Rehbein, F., Ko, C. H., & O'Brien, C. P. (2015). Rối loạn chơi game trên Internet trong DSM-5. Báo cáo Tâm thần học Hiện tại, 17 (9), 72. doi:https://doi.org/10.1007/s11920-015-0610-0 CrossRef, Medline
	Pontes, H. M., & Griffiths, M. D. (2015). Đo lường rối loạn chơi game trên Internet DSM-5: Phát triển và xác nhận thang đo tâm lý ngắn. Máy tính trong Hành vi con người, 45, 137–143. doi:https://doi.org/10.1016/j.chb.2014.12.006 CrossRef
	Nhóm R lõi (2014). R: Một ngôn ngữ và môi trường cho tính toán thống kê. Vienna, Áo: Quỹ R cho máy tính thống kê. Lấy ra từ http://www.R-project.org/
	Rochat, L., Billieux, J., Gagnon, J., & Van der Linden, M. (2018). Một cách tiếp cận đa yếu tố và tích hợp đối với tính bốc đồng trong tâm lý thần kinh: Những hiểu biết sâu sắc từ mô hình UPPS về sự bốc đồng. Tạp chí Tâm lý học Thần kinh Lâm sàng và Thực nghiệm, 40 (1), 45–61. doi:https://doi.org/10.1080/13803395.2017.1313393 CrossRef, Medline
	Rømer Thomsen, K., Joensson, M., Lou, H. C., Moller, A., Gross, J., Kringelbach, M. L., & Changeux, J. P. (2013). Thay đổi tương tác paralimbic trong chứng nghiện hành vi. Kỷ yếu của Viện Hàn lâm Khoa học Quốc gia Hoa Kỳ, 110 (12), 4744–4749. doi:https://doi.org/10.1073/pnas.1302374110 CrossRef, Medline
	Saunders, J. B., Aasland, O. G., Babor, T. F., Delafuente, J. R., & Grant, M. (1993). Phát triển Kiểm tra Nhận dạng Rối loạn Sử dụng Rượu (Kiểm toán) - Dự án hợp tác phát hiện sớm những người uống rượu có hại-II. Nghiện, 88 (6), 791–804. doi:https://doi.org/10.1111/j.1360-0443.1993.tb02093.x CrossRef, Medline
	Savvidou, LG, Fagundo, AB, Fernandez-Aranda, F., Granero, R., Claes, L., Mallorqui-Baque, N., Verdejo-García, A., Steiger, H., Israel, M., Moragas , L., Del Pino-Gutiérrez, A., Aymamí, N., Gómez-Peña, M., Agüera, Z., Tolosa-Sola, I., La Verde, M., Aguglia, E., Menchón, J.M & Jimenez-Murcia, S. (2017). Rối loạn cờ bạc có liên quan đến các đặc điểm bốc đồng được đo bằng UPPS-P và mối liên quan này có được kiểm duyệt theo giới tính và tuổi tác không? Khoa Tâm thần Toàn diện, 72, 106–113. doi:https://doi.org/10.1016/j.comppsych.2016.10.005 CrossRef, Medline
	Giải quyết, R. E., Zapolski, T. C., & Smith, G. T. (2014). Thử nghiệm dọc của một mô hình phát triển của quá trình chuyển đổi sang uống rượu sớm. Tạp chí Tâm lý học Bất thường, 123 (1), 141–151. doi:https://doi.org/10.1037/a0035670 CrossRef, Medline
	Giải quyết, R. F., Cyders, M., & Smith, G. T. (2010). Xác nhận theo chiều dọc của mô hình chuẩn bị sẵn sàng về rủi ro khi uống. Tâm lý học về các hành vi gây nghiện, 24 (2), 198–208. doi:https://doi.org/10.1037/a0017631 CrossRef, Medline
	Smith, G. T., Fischer, S., Cyders, M. A., Annus, A. M., & Spillane, N. S. (2007). Về tính hợp lệ và tiện ích của việc phân biệt đối xử giữa các đặc điểm giống tính bốc đồng. Đánh giá, 14 (2), 155–170. doi:https://doi.org/10.1177/1073191106295527 CrossRef, Medline
	Smith, K. (2014). Sự khác biệt về giới trong chất lạm dụng chính giữa các nhóm tuổi. Báo cáo CBHSQ. Rockville, MD: Trung tâm Thống kê và Chất lượng Sức khỏe Hành vi, Lạm dụng Chất và Quản lý Dịch vụ Sức khỏe Tâm thần.
	Sperry, S. H., Lynam, D. R., Walsh, M. A., Horton, L. E., & Kwapil, T. R. (2016). Xem xét cấu trúc đa chiều của tính bốc đồng trong cuộc sống hàng ngày. Tính cách và Sự khác biệt Cá nhân, 94, 153–158. doi:https://doi.org/10.1016/j.paid.2016.01.018 CrossRef
	StataCorp. (2015). Phần mềm thống kê Stata: Phát hành 14: College Station, TX: StataCorp LP.
	Stautz, K., & Cooper, A. (2013). Các đặc điểm tính cách liên quan đến bốc đồng và sử dụng rượu ở tuổi vị thành niên: Một đánh giá phân tích tổng hợp. Tạp chí Tâm lý học Lâm sàng, 33 (4), 574–592. doi:https://doi.org/10.1016/j.cpr.2013.03.003 CrossRef, Medline
	Thylstrup, B., Schroder, S., & Hesse, M. (2015). Giáo dục tâm lý cho việc sử dụng chất kích thích và rối loạn nhân cách chống đối xã hội: Một thử nghiệm ngẫu nhiên. BMC Psychiatry, 15 (1), 283. doi:https://doi.org/10.1186/s12888-015-0661-0 CrossRef, Medline
	Tice, D. M., Bratslavsky, E., & Baumeister, R. F. (2001). Kiểm soát cảm xúc đau buồn được ưu tiên hơn kiểm soát xung động: Nếu bạn cảm thấy tồi tệ, hãy làm điều đó! Tạp chí Nhân cách và Tâm lý Xã hội, 80 (1), 53–67. doi:https://doi.org/10.1037/0022-3514.80.1.53 CrossRef, Medline
	Torres, A., Catena, A., Megias, A., Maldonado, A., Candido, A., Verdejo-Garcia, A., & Perales, J. C. (2013). Các con đường cảm xúc và phi cảm xúc dẫn đến hành vi bốc đồng và nghiện ngập. Biên giới trong Khoa học Thần kinh Con người, 7, 43. doi:https://doi.org/10.3389/fnhum.2013.00043 CrossRef, Medline
	VanderBroek-Stice, L., Stojek, M. K., Beach, S. R., van Dellen, M. R., & MacKillop, J. (2017). Đánh giá đa chiều về tính bốc đồng liên quan đến béo phì và nghiện ăn. Cảm giác ngon miệng, 112, 59–68. doi:https://doi.org/10.1016/j.appet.2017.01.009 CrossRef, Medline
	VanderVeen, J. D., Hershberger, A. R., & Cyders, M. A. (2016). Mô hình UPPS-P bốc đồng và các hành vi sử dụng cần sa ở thanh thiếu niên: Một phân tích tổng hợp. Lệ thuộc vào Ma túy và Rượu, 168, 181–190. doi:https://doi.org/10.1016/j.drugalcdep.2016.09.016 CrossRef, Medline
	Verdejo-Garcia, A., Bechara, A., Recknor, E. C., & Perez-Garcia, M. (2007). Sự bốc đồng do cảm xúc tiêu cực dự báo các vấn đề phụ thuộc vào chất gây nghiện. Lệ thuộc vào Ma túy và Rượu, 91 (2–3), 213–219. doi:https://doi.org/10.1016/j.drugalcdep.2007.05.025 CrossRef, Medline
	Verdejo-Garcia, A., Lozano, O., Moya, M., Alcazar, M. A., & Perez-Garcia, M. (2010). Các thuộc tính tâm lý của một phiên bản tiếng Tây Ban Nha của Thang đo hành vi bốc đồng UPPS-P: Độ tin cậy, tính hợp lệ và sự liên kết với đặc điểm và sự bốc đồng về nhận thức. Tạp chí Đánh giá Nhân cách, 92 (1), 70–77. doi:https://doi.org/10.1080/00223890903382369 CrossRef, Medline
	Voluse, A. C., Gioia, C. J., Sobell, L. C., Dum, M., Sobell, M. B., & Simco, E. R. (2012). Các đặc tính tâm lý của Thử nghiệm Nhận dạng Rối loạn Sử dụng Ma túy (DUDIT) với những người lạm dụng chất gây nghiện trong điều trị ngoại trú và nội trú. Hành vi gây nghiện, 37 (1), 36–41. doi:https://doi.org/10.1016/j.addbeh.2011.07.030 CrossRef, Medline
	Voon, V., & Dalley, J. W. (2016). Phép đo có thể dịch được và có thể dịch ngược về tính bốc đồng và tính cưỡng bách: Quá trình hội tụ và phân kỳ. Dịch thần kinh sinh lý, 28, 53–91. doi:https://doi.org/10.1007/7854_2015_5013 CrossRef
	Voon, V., Irvine, MA, Derbyshire, K., Worbe, Y., Lange, I., Abbott, S., Morein-Zamir, S., Dudley, R., Caprioli, D., Harrison, NA, Wood, J., Dalley, JW, Bullmore, ET, Grant, JE và Robbins, TW (2014). Đo lường sự bốc đồng "chờ đợi" trong chứng nghiện chất và chứng rối loạn ăn uống vô độ trong một nhiệm vụ tương tự mới về thời gian phản ứng nối tiếp của loài gặm nhấm. Tâm thần học sinh học, 75 (2), 148–155. doi:https://doi.org/10.1016/j.biopsych.2013.05.013 CrossRef, Medline
	Voon, V., Mole, TB, Banca, P., Porter, L., Morris, L., Mitchell, S., Lapa, TR, Karr, J., Harrison, NA, Potenza, MN, & Irvine, M . (2014). Tương quan thần kinh của phản ứng tín hiệu tình dục ở những người có và không có hành vi tình dục cưỡng bức. PLoS One, 9 (7), e102419. doi:https://doi.org/10.1371/journal.pone.0102419 CrossRef, Medline
	Wery, A., Burnay, J., Karila, L., & Billieux, J. (2016). Bài kiểm tra chứng nghiện Internet ngắn của Pháp điều chỉnh cho phù hợp với các hoạt động tình dục trực tuyến: Xác nhận và liên kết với sở thích tình dục trực tuyến và các triệu chứng nghiện. Tạp chí Nghiên cứu Tình dục, 53 (6), 701–710. doi:https://doi.org/10.1080/00224499.2015.1051213 CrossRef, Medline
	Wery, A., Deleuze, J., Canale, N., & Billieux, J. (2018). Sự bốc đồng đầy cảm xúc tương tác với ảnh hưởng đến việc dự đoán việc sử dụng hoạt động tình dục trực tuyến gây nghiện ở nam giới. Tâm thần học toàn diện, 80, 192–201. doi:https://doi.org/10.1016/j.comppsych.2017.10.004 CrossRef, Medline
	Whiteside, S. P., & Lynam, D. R. (2001). Mô hình năm yếu tố và tính bốc đồng: Sử dụng mô hình cấu trúc của tính cách để hiểu tính bốc đồng. Tính cách và Sự khác biệt Cá nhân, 30 (4), 669–689. doi:https://doi.org/10.1016/S0191-8869(00)00064-7 CrossRef
	Whiteside, S. P., & Lynam, D. R. (2003). Hiểu được vai trò của sự bốc đồng và biểu hiện tâm lý bên ngoài trong việc lạm dụng rượu: Áp dụng Thang hành vi bốc đồng UPPS. Thực nghiệm và Tâm pháp học Lâm sàng, 11 (3), 210–217. doi:https://doi.org/10.1037/1064-1297.11.3.210 CrossRef, Medline
	Young, S. E., Corley, R. P., Stallings, M. C., Rhee, S. H., Crowley, T. J., & Hewitt, J. K. (2002). Sử dụng, lạm dụng và lệ thuộc chất gây nghiện ở tuổi vị thành niên: Tỷ lệ phổ biến, cấu hình triệu chứng và các mối tương quan. Lệ thuộc vào Ma túy và Rượu, 68 (3), 309–322. doi:https://doi.org/10.1016/S0376-8716(02)00225-9 CrossRef, Medline
	Zanarini, M. C., Conkey, L. C., Temes, C. M., & Fitzmaurice, G. M. (2017). Thử nghiệm ngẫu nhiên có đối chứng về giáo dục tâm lý dựa trên web cho phụ nữ bị rối loạn nhân cách ranh giới. Tạp chí Tâm thần học Lâm sàng. Xuất bản trực tuyến trước. doi:https://doi.org/10.4088/JCP.16m11153 CrossRef, Medline