Có lợi gì khi sử dụng giao tiếp Internet để thoát khỏi sự nhàm chán? Sự nhàm chán rõ rệt tương tác với sự khao khát do cue gây ra và những kỳ vọng tránh né trong việc giải thích các triệu chứng của rối loạn giao tiếp Internet (2018)

https://doi.org/10.1371/journal.pone.0195742

Tóm tắt

Việc sử dụng các ứng dụng liên lạc trực tuyến bao gồm các trình nhắn tin (ví dụ WhatsApp) hoặc các dịch vụ mạng xã hội (ví dụ Facebook) trên điện thoại thông minh đã trở thành thói quen hàng ngày cho hàng tỷ người, ví dụ như trong thời gian chờ đợi. Ngày càng nhiều cá nhân cho thấy sự kiểm soát giảm dần đối với việc sử dụng các ứng dụng này bất chấp hậu quả tiêu cực trong cuộc sống hàng ngày. Điều này có thể được gọi là rối loạn giao tiếp Internet (ICD). Nghiên cứu hiện tại đã điều tra ảnh hưởng của sự buồn chán đối với các triệu chứng của một ICD. Nó tiếp tục xem xét vai trò trung gian của các cơ chế nhận thức và tình cảm, cụ thể là các kỳ vọng để tránh cảm giác tiêu cực trên mạng và tham ái do cue gây ra. Các kết quả của mô hình phương trình cấu trúc (N = 148) minh họa rằng sự nhàm chán là một yếu tố rủi ro đối với sự phát triển và duy trì của một ICD vì nó có ảnh hưởng trực tiếp đáng kể đến các triệu chứng của ICD. Hơn nữa, sự nhàm chán rõ ràng dự đoán các kỳ vọng tránh né cũng như sự thèm muốn gây ra. Cả hai lần lượt tăng cường rủi ro phát triển xu hướng ICD. Hơn nữa, cả hai biến đều qua trung gian ảnh hưởng của sự rõ ràng nhàm chán đối với ICD và tương tác lẫn nhau. Tóm lại, kết quả chứng minh rằng những người có độ nhạy cảm cao hơn với sự nhàm chán cho thấy những kỳ vọng cao hơn để tránh những cảm xúc tiêu cực trực tuyến, điều này thúc đẩy các phản ứng thèm muốn cao hơn khi phải đối mặt với các tín hiệu cụ thể (ví dụ như một tin nhắn đến) và có thể dẫn đến xu hướng ICD.

Trích dẫn: Wegmann E, Ostendorf S, Brand M (2018) Sử dụng giao tiếp Internet để thoát khỏi sự nhàm chán có lợi không? Xu hướng dễ bị nhàm chán tương tác với sự thèm muốn do tín hiệu kích thích và kỳ vọng né tránh trong việc giải thích các triệu chứng của rối loạn giao tiếp Internet. PLoS ONE 13(4): e0195742. https://doi.org/10.1371/journal.pone.0195742

Biên tập viên: Phil Reed, Đại học Swansea, VƯƠNG QUỐC ANH

Ngày nhận bài: 22 tháng 11 năm 2017; Ngày chấp nhận đăng: 28 tháng 3 năm 2018; Ngày đăng tải: 19 tháng 4 năm 2018

Bản quyền: © 2018 Wegmann và cộng sự. Đây là bài báo được truy cập mở, phân phối theo các điều khoản của Giấy phép Ghi công của Creative Commons , cho phép sử dụng, phân phối và sao chép không hạn chế trên mọi phương tiện, miễn là tác giả và nguồn gốc ban đầu được ghi nhận.

Tính sẵn có của dữ liệu: Tất cả dữ liệu liên quan đều có trong bài báo và các tệp thông tin bổ sung kèm theo.

Nguồn tài trợ: Các tác giả không nhận được bất kỳ nguồn tài trợ cụ thể nào cho công trình này.

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

Giới thiệu

Với sự ra mắt của điện thoại thông minh hơn mười năm trước, số lượng người sử dụng nó trong cuộc sống hàng ngày vẫn đang tăng lên. Số lượng người dùng điện thoại thông minh trên toàn thế giới được dự báo sẽ đạt 2.32 tỷ vào năm 2017 và dự kiến ​​sẽ đạt 2.87 tỷ người dùng vào năm 2020 [ 1 ]. Trong số đó, các ứng dụng trực tuyến phổ biến nhất được sử dụng trên điện thoại thông minh là các ứng dụng giao tiếp trực tuyến. Chúng cho phép người dùng liên lạc trực tiếp với người khác, giữ liên lạc với bạn bè ở xa và chia sẻ thông tin cá nhân, hình ảnh hoặc video [ 2 , 3 ]. Thuật ngữ 'ứng dụng giao tiếp trực tuyến' bao gồm các ứng dụng rất phổ biến như dịch vụ nhắn tin tức thời WhatsApp với hơn 1.3 tỷ người dùng hoạt động mỗi tháng [ 4 ] hoặc các dịch vụ mạng xã hội như Facebook với 2 tỷ người dùng hoạt động hàng tháng [ 5 ]. Bên cạnh nhiều lợi thế của giao tiếp Internet và việc sử dụng điện thoại thông minh nói chung, ngày càng có nhiều cá nhân gặp phải những hậu quả tiêu cực do sử dụng quá mức và tốn thời gian các ứng dụng này [ 2 , 6–8 ] . Đặc biệt, sự sẵn có của các thiết bị di động khác nhau và khả năng truy cập dễ dàng và liên tục vào các ứng dụng như vậy cho phép mọi người tương tác và giao tiếp với những người khác suốt cả ngày—bất cứ lúc nào, bất cứ nơi đâu [ 9 , 10 ]. Hành vi này có thể dẫn đến việc sử dụng bệnh lý và cưỡng chế, tương tự như các chứng nghiện hành vi khác hoặc rối loạn sử dụng chất gây nghiện như được đề xuất bởi nhiều nghiên cứu và nhà nghiên cứu [ 7 , 8 ].

Tương quan nhận thức và tình cảm của rối loạn giao tiếp Internet

Việc sử dụng Internet ngày càng tăng trên toàn thế giới dẫn đến việc ngày càng nhiều nghiên cứu tập trung vào rối loạn sử dụng Internet như một loại nghiện hành vi cụ thể [ 2 , 7 , 11 ]. Hơn nữa, một số nghiên cứu đề xuất một loại rối loạn sử dụng Internet cụ thể, đó là rối loạn giao tiếp Internet (ICD). ICD mô tả việc sử dụng nghiện các ứng dụng giao tiếp trực tuyến [ 6–8, 12 ] . Các triệu chứng của ICD, bắt nguồn từ các đặc điểm của rối loạn sử dụng Internet, được định nghĩa là mất kiểm soát, tái phát, triệu chứng cai nghiện, ám ảnh, bỏ bê sở thích, dung nạp và hậu quả tiêu cực trong đời sống xã hội, nghề nghiệp hoặc cá nhân [ 6 , 7 , 13 , 14 ]. Davis [ 12 ] đã đưa ra mô hình lý thuyết đầu tiên mô tả cơ chế sử dụng Internet bệnh lý không đặc hiệu cũng như rối loạn sử dụng Internet cụ thể. Gần đây hơn, Brand, Young [ 7 ] đã giới thiệu một mô hình lý thuyết mới, mô hình Tương tác giữa Cá nhân-Cảm xúc-Nhận thức-Thực thi (I-PACE), tóm tắt các cơ chế tiềm năng của sự phát triển và duy trì các rối loạn sử dụng Internet cụ thể, chẳng hạn như ICD. Mô hình I-PACE minh họa sự tương tác của các đặc điểm cốt lõi của cá nhân cũng như các thành phần cảm xúc, nhận thức và thực thi. Nó cho thấy rằng các đặc điểm cốt lõi của cá nhân như tính cách, nhận thức xã hội, các triệu chứng bệnh lý tâm thần, các yếu tố sinh học tâm lý và các khuynh hướng cụ thể ảnh hưởng đến nhận thức chủ quan về một tình huống. Nhận thức này được hình thành bởi các yếu tố như đối mặt với các tín hiệu liên quan đến nghiện, căng thẳng, xung đột cá nhân, tâm trạng bất thường cũng như bởi các phản ứng cảm xúc và nhận thức cá nhân. Những phản ứng sau bao gồm phản ứng với tín hiệu, thèm muốn, thiên lệch chú ý hoặc các thiên lệch nhận thức liên quan đến Internet khác và phong cách đối phó không hiệu quả. Các yếu tố cảm xúc và nhận thức cá nhân này được cho là làm trung gian hoặc điều chỉnh tác động của các đặc điểm cốt lõi của cá nhân đối với sự phát triển và duy trì một rối loạn sử dụng Internet cụ thể. Brand, Young [ 7 ] minh họa rằng tác động của phản ứng tình cảm và nhận thức tương tác với các yếu tố điều hành, chẳng hạn như kiểm soát ức chế. Quyết định sử dụng một ứng dụng nhất định để trải nghiệm sự hài lòng hoặc bù đắp sau đó có thể dẫn đến việc sử dụng quá mức ứng dụng đó, do đó củng cố các khuynh hướng cụ thể cũng như các yếu tố tình cảm, nhận thức và điều hành tương tự như một vòng luẩn quẩn (để có mô tả chi tiết hơn về mô hình và tổng quan chi tiết về các nghiên cứu thực nghiệm, xem [ 7 ]).

Các nghiên cứu trước đây đã chỉ ra rằng tác động của các triệu chứng bệnh lý tâm thần, chẳng hạn như trầm cảm và lo âu xã hội, và tác động của các khía cạnh tính cách, chẳng hạn như tính dễ bị tổn thương do căng thẳng, lòng tự trọng và hiệu quả bản thân, đối với xu hướng rối loạn sử dụng Internet được trung gian bởi các nhận thức cụ thể, chẳng hạn như phong cách đối phó không hiệu quả và kỳ vọng sử dụng Internet [ 8 , 15 ]. Wegmann, Oberst [ 16 ] đã chứng minh rằng đặc biệt là các kỳ vọng né tránh, bao gồm mong muốn thoát khỏi thực tế, xao nhãng khỏi các vấn đề trong cuộc sống thực hoặc tránh sự cô đơn, có liên quan đến việc giải thích các triệu chứng rối loạn sử dụng Internet. Brand, Laier [ 17 ] cũng như Trotzke, Starcke [ 18 ] đã chỉ ra rằng kỳ vọng cao đối với việc sử dụng các ứng dụng cụ thể như một khả năng để trải nghiệm niềm vui hoặc xao nhãng khỏi các vấn đề làm trung gian cho mối quan hệ giữa các khía cạnh cá nhân và rối loạn sử dụng Internet nói chung (không cụ thể) cũng như rối loạn mua sắm trực tuyến, tương ứng.

Ngoài khái niệm về các kỳ vọng sử dụng Internet, Brand, Young [7] tranh luận thêm rằng phản ứng cue và tham ái dường như là các cấu trúc quan trọng trong sự phát triển và duy trì sử dụng bệnh lý của các ứng dụng cụ thể. Giả định này dựa trên nghiên cứu trước đây về các rối loạn sử dụng chất (xem ví dụ kết quả trong [19] cũng như các chứng nghiện hành vi khác [20], cho thấy người nghiện dễ bị tổn thương trước các kích thích liên quan đến nghiện gây ra các khu vực xử lý phần thưởng trong não [21–25]. Craving mô tả mong muốn hoặc thôi thúc uống thuốc hoặc thể hiện hành vi gây nghiện liên tục [26, 27]. Khái niệm về phản ứng cue và sự thèm muốn đã được chuyển sang nghiên cứu về nghiện hành vi. Tương quan hành vi của phản ứng cue và sự thèm muốn đã được quan sát thấy trong rối loạn mua sắm trên Internet [18], Rối loạn xem nội dung khiêu dâm trên Internet [28, 29], Rối loạn chơi game trên Internet [30, 31], Rối loạn cờ bạc trên Internet [32, 33và ICD [34].

Mặc dù các nghiên cứu nhấn mạnh vai trò quan trọng của các thành phần cảm xúc (phản ứng với tín hiệu và sự thèm muốn) và nhận thức (kỳ vọng liên quan đến Internet) trong sự phát triển và duy trì chứng rối loạn sử dụng Internet cụ thể, nhưng sự tương tác của các yếu tố này, được giả định trong mô hình I-PACE, vẫn chưa rõ ràng. Nghiên cứu hiện tại dựa trên một số giả định chính của mô hình I-PACE, đặc biệt là tác động trung gian của các cơ chế cảm xúc và nhận thức đối với mối quan hệ giữa các đặc điểm cốt lõi của cá nhân và các triệu chứng của ICD. Mục đích của nghiên cứu này là điều tra tác động của các đặc điểm cốt lõi của cá nhân đối với ICD được trung gian bởi cả các thiên kiến ​​nhận thức liên quan đến Internet (ví dụ: kỳ vọng sử dụng Internet) và các thiên kiến ​​cảm xúc (ví dụ: sự thèm muốn do tín hiệu gây ra). Dựa trên Wegmann, Oberst [ 16 ], chúng tôi giả định rằng tác động của kỳ vọng tránh các cảm xúc tiêu cực bằng cách sử dụng các ứng dụng giao tiếp trực tuyến được trung gian bởi sự thèm muốn do tín hiệu gây ra, như được mô tả trong mô hình của Brand, Young [ 7 ]. Là mục tiêu thứ hai của nghiên cứu, chúng tôi tập trung vào việc điều tra vai trò của tính dễ bị nhàm chán trong ICD. Do đó, chúng tôi muốn hiểu rõ hơn mối quan hệ giữa các đặc điểm cốt lõi của cá nhân và các triệu chứng của một rối loạn sử dụng Internet cụ thể, điều mà chưa được nghiên cứu trong bối cảnh ICD.

Sự nhàm chán rõ ràng như là một công cụ dự đoán của một ICD

Khái niệm về sự nhàm chán được xác định bởi các yếu tố tình huống và cá nhân khác nhau [ 35 ]. Bản thân sự nhàm chán có thể được mô tả là một trạng thái tâm lý tiêu cực hoặc xung đột nội tâm giữa trải nghiệm được mong đợi và trải nghiệm được cảm nhận [ 36 , 37 ]. Brissett và Snow [ 38 ] định nghĩa sự nhàm chán là trạng thái “thiếu kích thích, thiếu hưng phấn và thiếu sự tham gia về mặt tâm lý liên quan đến sự không hài lòng, và các cá nhân cố gắng đối phó với sự nhàm chán bằng cách tìm kiếm sự kích thích bổ sung” [ 39 ]. Trạng thái này cũng liên quan đến những cảm giác khó chịu mà các cá nhân cố gắng thoát khỏi [ 40 , 41 ]. Chỉ riêng khuynh hướng dễ bị nhàm chán được định nghĩa là đặc điểm nhàm chán. Khái niệm về khuynh hướng dễ bị nhàm chán thường được “vận hành hóa như khả năng dễ bị trải nghiệm sự nhàm chán của một cá nhân” [ 35 ]. Hơn nữa, khuynh hướng dễ bị nhàm chán bao gồm khó khăn của một cá nhân trong việc thu hút sự chú ý vào một kích thích, nhận thức được sự thiếu hụt chú ý này cũng như cố gắng giảm bớt trải nghiệm nhàm chán như một trạng thái [ 35 , 42 ].

Một số nghiên cứu nhấn mạnh tầm quan trọng lâm sàng của khuynh hướng buồn chán bằng cách minh họa rằng sự buồn chán (khuynh hướng) có liên quan đến việc tiêu thụ rượu [ 43 ], sử dụng các chất hướng thần [ 44 ], các chỉ số trầm cảm và lo âu [ 35 ] và các vấn đề sức khỏe nói chung [ 45 ]. Zhou và Leung [ 46 ] đã chỉ ra rằng sự buồn chán trong thời gian rảnh rỗi có liên quan đến các hành vi rủi ro như phạm pháp, hoạt động cảm giác cực đoan và lạm dụng ma túy [ 36 , 46 , 47 ]. Như một lời giải thích khả thi cho mối quan hệ giữa khuynh hướng buồn chán và việc sử dụng chất gây nghiện (ví dụ như uống rượu), Biolcati, Passini [ 48 ] đã điều tra các tác động trung gian tiềm tàng của kỳ vọng đối với việc tiêu thụ rượu. Kết quả cho thấy tác động của khuynh hướng buồn chán đối với hành vi uống rượu quá mức được trung gian bởi kỳ vọng thoát khỏi sự buồn chán, thoát khỏi các vấn đề và đối phó với cảm xúc tiêu cực [ 48 ]. Hơn nữa, nghiên cứu thực nghiệm về các chứng nghiện hành vi khác nhau hoặc các hành vi bệnh lý giải thích tầm quan trọng của sự buồn chán đối với hành vi rủi ro. Ví dụ, Blaszczynski, McConaghy [ 49 ] đã chỉ ra rằng những cá nhân mắc chứng rối loạn cờ bạc có điểm số cao hơn về mức độ buồn chán so với những người không chơi cờ bạc. Cờ bạc dường như là một cách để họ tránh hoặc giảm bớt các trạng thái hoặc tâm trạng tiêu cực. Điều này phù hợp với kết quả được báo cáo bởi Fortune và Goodie [ 50 ] cho thấy rằng cờ bạc bệnh lý có liên quan đến tính nhạy cảm với sự buồn chán, đây là một tiểu thang đo của Thang đo Tìm kiếm Cảm giác Mẫu V của Zuckerman, Eysenck [ 51 ].

Như đã mô tả trước đó, việc sử dụng điện thoại thông minh trong cuộc sống hàng ngày xuất phát từ khả năng truy cập dễ dàng và liên tục, cho phép giao tiếp và giải trí liên tục [ 2 , 52 ]. Chúng tôi giả định rằng khả năng có được sự kích thích lâu dài dẫn đến việc sử dụng điện thoại thông minh và các ứng dụng giao tiếp trực tuyến một cách tốn thời gian và quá mức. Tương tự, việc tránh cảm giác buồn chán dường như là động lực chính để sử dụng Internet [ 53 ]. Lin, Lin [ 37 ] đã chỉ ra rằng khuynh hướng buồn chán và sự tham gia cao vào Internet đều làm tăng khả năng mắc chứng rối loạn sử dụng Internet. Các tác giả nhấn mạnh rằng Internet dường như là một khả năng để tìm kiếm sự phấn khích và niềm vui, điều này làm tăng mức độ sử dụng bệnh lý. Điều này phù hợp với nghiên cứu trước đây nhấn mạnh mối quan hệ giữa chứng rối loạn sử dụng Internet và khuynh hướng buồn chán cao hơn [ 54–56 ] . Zhou và Leung [ 46 ] đã chỉ rõ mối quan hệ này và cho thấy rằng sự buồn chán là một yếu tố dự báo việc sử dụng bệnh lý các trang mạng xã hội cũng như hành vi chơi game bệnh lý trên các dịch vụ mạng xã hội. Elhai, Vasquez [ 42 ] đã chỉ ra rằng xu hướng chán nản cao hơn làm trung gian cho tác động của trầm cảm và lo âu lên hành vi sử dụng điện thoại thông minh có vấn đề. Nhìn chung, chúng tôi cho rằng xu hướng chán nản như một đặc điểm chán nản là một yếu tố rủi ro cá nhân liên quan đến sự phát triển của ICD.

Tóm tắt các mục tiêu của nghiên cứu

Nghiên cứu hiện tại nhằm mục đích góp phần hiểu rõ hơn về các cơ chế cảm xúc và nhận thức cơ bản liên quan đến các triệu chứng của ICD. Giả định của chúng tôi dựa trên các nghiên cứu trước đây, báo cáo về ảnh hưởng của khuynh hướng buồn chán đối với các hành vi rủi ro như lạm dụng chất gây nghiện [ 57 ], các yếu tố rủi ro sức khỏe [ 46 ], cờ bạc bệnh lý [ 50 ] hoặc rối loạn sử dụng Internet [ 37 , 54 ]. Chúng tôi giả định rằng những cá nhân có khả năng dễ bị buồn chán cao hơn và thường xuyên sử dụng điện thoại thông minh như một chiến lược đối phó không thích nghi có nhiều khả năng phát triển việc sử dụng bệnh lý các ứng dụng giao tiếp trực tuyến. Phù hợp với mô hình I-PACE của Brand, Young [ 7 ], chúng tôi giả thuyết rằng ảnh hưởng của khuynh hướng buồn chán được trung gian bởi các nhận thức cụ thể. Hơn nữa, dựa trên nghiên cứu của Biolcati, Passini [ 48 ], chúng tôi cũng giả định rằng đặc biệt những cá nhân có khuynh hướng buồn chán cao hơn cũng như kỳ vọng tránh những cảm xúc tiêu cực bằng cách sử dụng các ứng dụng giao tiếp trực tuyến sẽ gặp nhiều hậu quả tiêu cực hơn do việc sử dụng các ứng dụng đó. Mục tiêu tiếp theo là nghiên cứu tác động của các phản ứng cảm xúc và nhận thức. Mô hình I-PACE cho thấy tác động của kỳ vọng né tránh lên các triệu chứng ICD được trung gian bởi trải nghiệm thèm muốn cao hơn. Nhìn chung, tác động trung gian của sự thèm muốn do tín hiệu kích thích cũng có thể liên quan đến tác động trung gian của kỳ vọng né tránh giữa khuynh hướng buồn chán và ICD. Hình 1 tóm tắt các giả thuyết trong một mô hình phương trình cấu trúc.

thumbnail

 

Hình 1. Mô hình giả thuyết.

Mô hình giả thuyết để phân tích các tác động trực tiếp và gián tiếp được đề xuất bao gồm các biến tiềm ẩn của ICD.

https://doi.org/10.1371/journal.pone.0195742.g001

Phương pháp

Người tham gia và thủ tục

Có 148 người tham gia, độ tuổi từ 18 đến 60 tuổi ( trung bình = 25.61, độ lệch chuẩn = 8.94), tham gia vào nghiên cứu này. Trong số đó, 91 người là nữ và 57 người là nam. Tất cả người tham gia đều sử dụng các ứng dụng giao tiếp trực tuyến, với thời gian sử dụng từ 2 đến 19 năm ( trung bình = 8.09, độ lệch chuẩn = 3.09). Ứng dụng giao tiếp trực tuyến WhatsApp được sử dụng thường xuyên nhất (97.97% tổng số người tham gia), tiếp theo là Facebook (78.38% tổng số người tham gia), Facebook Messenger (62.84% tổng số người tham gia) và Instagram (53.38% tổng số người tham gia). Các ứng dụng giao tiếp trực tuyến khác như Twitter, iMessage, Snapchat hoặc Skype được sử dụng bởi ít hơn 50% tổng số người tham gia. Trung bình mỗi ngày, người tham gia dành 125.41 phút ( SD = 156.49) để sử dụng WhatsApp, tiếp theo là Instagram ( M = 57.97, SD = 78.76), Snapchat ( M = 53.71, SD = 65.40) và Facebook ( M = 55.48, SD = 84.74). Tất cả các ứng dụng khác được sử dụng trung bình dưới 30 phút mỗi ngày.

Chúng tôi đã tuyển dụng mẫu tại Đại học Duisburg-Essen (Đức) thông qua danh sách gửi thư, mạng xã hội trực tuyến và khuyến nghị truyền miệng. Nghiên cứu được thực hiện trong phòng thí nghiệm, cá nhân. Đầu tiên, những người tham gia được thông báo bằng văn bản về thủ tục và đã có sự đồng ý bằng văn bản. Chúng tôi yêu cầu họ chuyển điện thoại thông minh sang chế độ máy bay và giữ nó trong túi khi tham gia. Sau đó, những người tham gia đã trả lời các câu hỏi trực tuyến và thực hiện một mô hình phản ứng cue cũng như các mô hình thử nghiệm tiếp theo không liên quan đến bản thảo hiện tại. Sau đó, những người tham gia đã trả lời các câu hỏi trực tuyến khác, chẳng hạn như Thang đo Độ nhàm chán của Boredom, Thang đo Kỳ vọng Sử dụng Internet hoặc Kiểm tra Nghiện Internet ngắn, sẽ được giải thích sau đây. Nhìn chung, nghiên cứu mất khoảng một giờ. Sinh viên có điểm tín dụng cho sự tham gia của họ. Ủy ban đạo đức của Đại học Duisburg-Essen đã phê duyệt nghiên cứu.

Dụng cụ

Phiên bản sửa đổi của Thử nghiệm nghiện Internet ngắn đối với rối loạn giao tiếp Internet (s-IAT-ICD).

Xu hướng của ICD được đo bằng phiên bản ngắn của Bài kiểm tra nghiện Internet (s-IAT) của Pawlikowski, Altstötter-Gleich [ 58 ]. Đối với nghiên cứu này, chúng tôi đã sử dụng phiên bản sửa đổi cho ICD (s-IAT-ICD) [ 15 ]. Thang đo đánh giá các khiếu nại chủ quan trong cuộc sống hàng ngày do việc sử dụng các ứng dụng giao tiếp trực tuyến. Ban đầu, một định nghĩa về các ứng dụng giao tiếp trực tuyến được đưa ra. Hướng dẫn nhấn mạnh rằng thuật ngữ ứng dụng giao tiếp trực tuyến bao gồm việc sử dụng tích cực (ví dụ: viết bài đăng mới) cũng như thụ động (ví dụ: duyệt và đọc bài đăng mới) các trang mạng xã hội và blog như Facebook, Twitter và Instagram, cũng như các ứng dụng nhắn tin tức thời như WhatsApp.

Người tham gia phải xếp hạng mười hai mặt hàng trên thang điểm Likert năm điểm (từ 1 = “không bao giờ” đến 5 = “rất thường xuyên”). Điểm tổng được tính từ 60 đến 30. Điểm> 37 cho thấy việc sử dụng các ứng dụng liên lạc trực tuyến có vấn đề, trong khi điểm> 1 cho thấy việc sử dụng các ứng dụng liên lạc trực tuyến có vấn đề. Bảng câu hỏi bao gồm hai yếu tố (mỗi yếu tố sáu mục): mất kiểm soát / quản lý thời gian (s-IAT-ICD 849: α = .2) và các vấn đề xã hội / sự thèm muốn (s-IAT-ICD 708: α = .842). Độ nhất quán nội bộ tổng thể là α = XNUMX. Cả hai yếu tố đại diện cho thứ nguyên tiềm ẩn của ICD trong mô hình phương trình cấu trúc.

Cue-phản ứng và tham ái.

Để điều tra phản ứng với tín hiệu và sự thèm muốn, một mô hình phản ứng với tín hiệu bao gồm mười hai hình ảnh liên quan đến các ứng dụng giao tiếp trực tuyến đã được áp dụng [ 34 , 59 ]. Các tín hiệu trực quan cho thấy các điện thoại thông minh khác nhau hiển thị một cuộc trò chuyện thông qua các ứng dụng giao tiếp trực tuyến khác nhau. Các kích thích đã được thử nghiệm trước và mô tả trong một nghiên cứu trước đây của Wegmann, Stodt [ 34 ]. Trong nghiên cứu hiện tại, những người tham gia đã đánh giá từng hình ảnh về mức độ kích thích, giá trị và sự thôi thúc sử dụng điện thoại thông minh trên thang điểm Likert năm điểm (từ 1 = “không kích thích/giá trị/thôi thúc” đến 5 = “kích thích/giá trị/thôi thúc cao”). Presentation ® (Phiên bản 16.5, www.neurobs.com ) đã được sử dụng để trình bày tín hiệu và đánh giá.

Ngoài ra, chúng tôi đã sử dụng Bảng câu hỏi về mong muốn sử dụng rượu [ 60 ] được sửa đổi để sử dụng với điện thoại thông minh nhằm đánh giá sự thèm muốn [ 34 ]. Bảng câu hỏi được trình bày trước và sau mô hình phản ứng với tín hiệu để đo lường sự thèm muốn cơ bản (DAQ-ICD baseline-craving) cũng như những thay đổi tiềm năng về sự thèm muốn sau khi tiếp xúc với tín hiệu (DAQ-ICD post-craving). Do đó, người tham gia phải đánh giá 14 mục (ví dụ: “Sử dụng điện thoại thông minh sẽ thỏa mãn ngay bây giờ”) trên thang điểm Likert 7 điểm (từ 0 = “hoàn toàn không đồng ý” đến 6 = “hoàn toàn đồng ý”). Sau khi đảo ngược một mục, chúng tôi đã tính điểm trung bình [ 59 ]. Độ nhất quán nội bộ là α = 0,851 đối với DAQ-ICD baseline-craving và α = 0,919 đối với DAQ-ICD post-craving. Trong các phân tích tiếp theo, DAQ-ICD post-craving và xếp hạng của mô hình phản ứng với tín hiệu được sử dụng để đại diện cho chiều tiềm ẩn của sự thèm muốn do tín hiệu gây ra trong mô hình phương trình cấu trúc.

Phiên bản sửa đổi của Thang đo Kỳ vọng Sử dụng Internet cho giao tiếp trực tuyến (IUES).

Thang đo kỳ vọng sử dụng Internet (IUES) [ 17 ] được sửa đổi cho giao tiếp trực tuyến đã được sử dụng để đánh giá kỳ vọng của người tham gia đối với việc sử dụng các ứng dụng giao tiếp trực tuyến [ 16 ]. Bảng câu hỏi bao gồm hai yếu tố (mỗi yếu tố sáu mục): củng cố tích cực (ví dụ: “Tôi sử dụng các ứng dụng giao tiếp trực tuyến để trải nghiệm niềm vui”; IUES tích cực: α = 838) và kỳ vọng né tránh (ví dụ: “Tôi sử dụng các ứng dụng giao tiếp trực tuyến để đánh lạc hướng bản thân khỏi các vấn đề”; IUES né tránh α = 732). Người tham gia phải đánh giá từng mục trên thang điểm Likert sáu điểm (từ 1 = “hoàn toàn không đồng ý” đến 6 = “hoàn toàn đồng ý”). Dựa trên nghiên cứu trước đây và các giả định lý thuyết, chỉ có biến kỳ vọng né tránh là phù hợp cho các phân tích tiếp theo.

Thang đo độ nhàm chán ngắn (BPS).

Thang đo mức độ dễ chán nản ngắn (BPS) của Struk, Carriere [ 61 ] được sử dụng để đánh giá mức độ dễ chán nản theo đặc điểm tính cách. Thang đo bao gồm tám mục (ví dụ: “Tôi cần nhiều kích thích hơn hầu hết mọi người để bắt đầu hoạt động”), phải được đánh giá trên thang điểm Likert bảy điểm (từ 1 = “hoàn toàn không đồng ý” đến 7 = “hoàn toàn đồng ý”). Giá trị trung bình tổng thể đã được tính toán. Độ nhất quán nội bộ là α = 866.

Phân tích thống kê

Các phân tích thống kê được thực hiện bằng SPSS 25.0 cho Windows (IBM SPSS Statistics, phát hành năm 2017). Chúng tôi đã tính toán hệ số tương quan Pearson để kiểm tra mối quan hệ hai biến giữa hai biến. Các mối tương quan được giải thích chi tiết hơn bằng cách sử dụng kích thước hiệu ứng. Dựa trên Cohen [ 62 ], hệ số tương quan Pearson r ≥ 01 cho thấy hiệu ứng nhỏ, r ≥ 03 cho thấy hiệu ứng trung bình và r ≥ 05 cho thấy hiệu ứng lớn. Các phân tích mô hình phương trình cấu trúc (SEM) được tính toán bằng cách sử dụng Mplus 6 [ 63 ]. Để đánh giá độ phù hợp của mô hình SEM, chúng tôi đã sử dụng phần dư bình phương trung bình chuẩn hóa (SRMR; giá trị < 08 cho thấy sự phù hợp tốt với dữ liệu), sai số bình phương trung bình gốc của xấp xỉ (RMSEA; giá trị < 08 cho thấy sự phù hợp tốt và < 10 cho thấy sự phù hợp chấp nhận được với dữ liệu), và các chỉ số phù hợp so sánh (CFI và TLI; giá trị > 90 cho thấy sự phù hợp chấp nhận được và > 95 cho thấy sự phù hợp tốt với dữ liệu) [ 64 , 65 ]. Chúng tôi cũng đã sử dụng Kiểm định χ 2 để kiểm tra xem dữ liệu có bắt nguồn từ mô hình đã xác định hay không. Là một bước bổ sung để giảm lỗi đo lường cho SEM, chúng tôi đã sử dụng phương pháp nhóm mục cho các biến được biểu diễn dưới dạng biến hiển nhiên. Phương pháp này cho phép xây dựng các chiều tiềm ẩn cho các biến này trong SEM [ 66 , 67 ]. Do đó, chúng tôi đã kiểm tra mối tương quan giữa các mục của mỗi thang đo và sau đó tạo ra hai yếu tố cho các chiều tiềm ẩn của IUES và BPS.

Kết quả

Giá trị mô tả và thống kê đa biến

Giá trị trung bình và độ lệch chuẩn của tất cả các bảng câu hỏi cũng như xếp hạng của mô hình phản ứng tín hiệu có thể được tìm thấy trong Bảng 1. Các biến được xây dựng của việc phân nhóm mục được bao gồm như các giá trị bổ sung. Bảng 2 cho thấy mối tương quan hai biến giữa các biến này. Dựa trên điểm cắt của Pawlikowski, Altstötter-Gleich [ 58 ], 23 người tham gia cho thấy việc sử dụng ứng dụng giao tiếp trực tuyến có vấn đề và bảy người tham gia cho thấy việc sử dụng bệnh lý, điều này liên quan đến các khiếu nại chủ quan trong cuộc sống hàng ngày do việc sử dụng các ứng dụng này và mô tả các triệu chứng của ICD.

thumbnail

 

Bảng 1. Giá trị trung bình, độ lệch chuẩn và phạm vi điểm của s-IAT-ICD và thang đo được áp dụng.

https://doi.org/10.1371/journal.pone.0195742.t001

thumbnail

Tải về:

Slide PowerPoint

hình ảnh lớn hơn

ảnh gốc

Bảng 2. Tương quan hai biến giữa điểm số của s-IAT-ICD và thang đo được áp dụng.

https://doi.org/10.1371/journal.pone.0195742.t002

Mô hình phương trình cấu trúc

Mô hình phương trình cấu trúc được giả thuyết, ở mức độ tiềm ẩn, cho thấy sự phù hợp tuyệt vời với dữ liệu (SRMR = .029, CFI = .986, TLI = .972, RMSEA = .063, p = .299, BIC = 3962.65). Các χ2-Test cũng cho thấy một sự phù hợp tốt (χ2 = 22.25, p = .074, χ2/ df = 1.59). Tất cả các kích thước tiềm ẩn được xác định được thể hiện tốt bởi các biến số được sử dụng. Trong bước đầu tiên, kết quả chỉ ra rằng mức độ nhàm chán (β = .384, SE = .096, p ≤ .001), tham ái do cue gây ra (= .414, SE = .102, p ≤ .001) và các kỳ vọng tránh (= .255, SE = .109, p = .011) là các yếu tố dự báo quan trọng về xu hướng của ICD. Sự nhàm chán rõ rệt cũng có ảnh hưởng trực tiếp đến sự thèm muốn do cue gây ra (β = .411, SE = .100, p ≤ .001) và các kỳ vọng tránh (β = .567, SE = .084, p ≤ .001). Ngoài ra, các kỳ vọng tránh là một yếu tố dự báo đáng kể về sự thèm muốn do cue gây ra (= .361, SE = .107, p = .001). Ảnh hưởng của sự nhàm chán rõ rệt đối với các triệu chứng của một ICD đã qua trung gian bởi sự thèm muốn do cue gây ra (β = .170, SE = .058, p = .003) và bằng các kỳ vọng tránh (= .145, SE = .063, p = .021). Ảnh hưởng của các kỳ vọng tránh đối với các xu hướng của ICD cũng được trung gian bởi sự thèm muốn do cue gây ra (β = .149, SE = .059, p = .011). Hơn nữa, mối quan hệ giữa mức độ nhàm chán và các triệu chứng của một bệnh nhân đã được điều hòa bởi các kỳ vọng tránh né và, ngoài ra, do sự thèm muốn do cue gây ra (sự chán nản rõ ràng. SE = .037, p = .021); tuy nhiên sự hòa giải này chỉ có hiệu lực nhỏ. Nhìn chung, mô hình được phân tích đã giải thích đáng kể 81.60% về phương sai của các triệu chứng ICD. Hình 2 hiển thị mô hình với các hệ số tải,-trọng số và hệ số.

thumbnail

Tải về:

Slide PowerPoint

hình ảnh lớn hơn

ảnh gốc

Hình 2. Kết quả của mô hình phương trình cấu trúc.

Kết quả của mô hình phương trình cấu trúc với ICD là biến phụ thuộc bao gồm hệ số tải trọng nhân tố trên các biến tiềm ẩn đã mô tả cùng với các hệ số β, giá trị p và phần dư đi kèm.

https://doi.org/10.1371/journal.pone.0195742.g002

Phân tích bổ sung

Mô hình được mô tả trước đây dựa trên những cân nhắc lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm hơn nữa như các mô hình phương trình cấu trúc của Wegmann, Stodt [15] và Wegmann và Thương hiệu [8]. Tuy nhiên, sau đó chúng tôi muốn kiểm soát mô hình cho các yếu tố ảnh hưởng có thể khác để hiểu rõ hơn các cơ chế cơ bản của một ICD. Vấn đề đầu tiên chúng tôi đề cập là sự liên quan chặt chẽ giữa sự buồn chán với sự chán nản và lo lắng [35, 68, 69]. Một nghiên cứu hiện tại của Elhai, Vasquez [42] minh họa rằng mối quan hệ giữa các triệu chứng tâm lý và sử dụng điện thoại thông minh có vấn đề được trung gian bởi mức độ nhàm chán cao hơn. Chúng tôi đã đánh giá các triệu chứng tâm lý như trầm cảm (M = 0.53, SD = 0.53), độ nhạy giữa các cá nhân (M = 0.72, SD = 0.64) và lo lắng (M = 0.55, SD = 0.49) bằng cách sử dụng Bảng câu hỏi kiểm kê triệu chứng ngắn gọn của Derogatis [70]. Vì các biến vận hành các triệu chứng tâm lý tương quan đáng kể với các biến khác của mô hình hiện tại (tất cả r≤ .448, tất cả p≤ .024), chúng tôi bao gồm các triệu chứng tâm lý (cụ thể là trầm cảm, nhạy cảm giữa các cá nhân và lo lắng) như một khía cạnh tiềm ẩn hơn nữa trong mô hình. Dựa trên mô hình hòa giải của Elhai, Vasquez [42] chúng tôi đã kiểm tra xem ảnh hưởng của sự nhàm chán có dựa trên cấu trúc của các triệu chứng tâm lý hay liệu sự rõ ràng của sự nhàm chán mô tả sự gia tăng thống kê của chính nó như đã được nhấn mạnh trong các nghiên cứu trước đây [35, 42, 68].

Như minh họa trong Hình 3 , kết quả cho thấy các triệu chứng bệnh lý tâm thần đóng vai trò quan trọng trong sự phát triển và duy trì ICD, phù hợp với các nghiên cứu trước đây [ 8 , 15 , 42 ]. Tuy nhiên, tầm quan trọng của khuynh hướng buồn chán như một yếu tố dự báo quan trọng của các triệu chứng ICD không giảm đáng kể sau khi đưa các triệu chứng bệnh lý tâm thần vào mô hình phương trình cấu trúc. Điều này nhấn mạnh rằng khuynh hướng buồn chán và các triệu chứng bệnh lý tâm thần có liên quan nhưng là các cấu trúc độc lập, tác động của chúng lên xu hướng ICD được trung gian bởi các thành phần nhận thức và cảm xúc. Kết quả của mô hình phương trình cấu trúc bổ sung bao gồm hệ số tải nhân tố trên các biến tiềm ẩn được mô tả và các trọng số β, giá trị p và phần dư đi kèm được tóm tắt trong Hình 3.

thumbnail

Hình 3. Kết quả của mô hình phương trình cấu trúc bổ sung.

Kết quả của mô hình phương trình cấu trúc với các triệu chứng tâm thần là biến dự báo bổ sung bao gồm hệ số tải trọng nhân tố trên các biến tiềm ẩn đã mô tả và các trọng số β, giá trị p và phần dư đi kèm (Viết tắt: PP = triệu chứng tâm thần, BP = khuynh hướng buồn chán, AE = kỳ vọng né tránh, CRAV = thèm muốn do tín hiệu kích thích, ICD = rối loạn giao tiếp trên Internet).

https://doi.org/10.1371/journal.pone.0195742.g003

Chúng tôi cũng xem xét tuổi tác và giới tính là các biến tiềm năng có thể ảnh hưởng đến cấu trúc của mô hình hiện tại. Do đó, trước tiên chúng tôi đã tính toán mối tương quan giữa tuổi tác và tất cả các biến khác. Kết quả cho thấy mối tương quan nhỏ (tất cả các r ≤ -376). Những mối tương quan này minh họa một mô hình quen thuộc rằng những người tham gia trẻ tuổi trải nghiệm nhiều khiếu nại chủ quan hơn trong cuộc sống hàng ngày do sử dụng quá mức các ứng dụng giao tiếp trực tuyến. Bước tiếp theo, chúng tôi đã kiểm soát dữ liệu của mình về sự khác biệt giới tính bằng cách sử dụng so sánh kiểm định t cho các mẫu độc lập. Kết quả cho thấy không có sự khác biệt đáng kể giữa người tham gia nam và nữ ( p ≥ 319). Mô hình phương trình cấu trúc với phân tích bổ sung theo giới tính được tính toán bằng cách sử dụng phân tích cấu trúc trung bình như một cách tiếp cận [ 71 ]. Các chỉ số phù hợp của mô hình phương trình cấu trúc cho thấy sự phù hợp tốt với dữ liệu (CFI = 975, TLI = 961, SRMR = 060, RMSEA = 075, p = 194, BIC = 4050.63). Đối với cả người tham gia nam và nữ, chúng tôi đều tìm thấy các mô hình kết quả tương tự. Các nữ tham gia cho thấy hiệu ứng trung gian tương tự như được minh họa trong mô hình phương trình cấu trúc giả định. Đối với nam giới, chúng tôi không tìm thấy tác động trực tiếp nào từ kỳ vọng né tránh đến xu hướng rối loạn kiểm soát xung động (ICD) (β = .153, SE = .133, p = .249), không có hiệu ứng trung gian nào của kỳ vọng né tránh đối với mối quan hệ giữa khuynh hướng buồn chán và ICD (β = .029, SE = .030, p = .327), và không có hiệu ứng trung gian nào của sự thèm muốn đối với mối quan hệ giữa khuynh hướng buồn chán và các triệu chứng của ICD (β = .073, SE = .065, p = .262). Do cỡ mẫu nhỏ, đặc biệt là đối với mẫu nam, các kết quả cần được thảo luận một cách thận trọng và cần được kiểm chứng trong các nghiên cứu tiếp theo.

Thảo luận

Trong nghiên cứu hiện tại, chúng tôi đã thử nghiệm tính hợp lệ của một mô hình lý thuyết giả định rằng sự tương tác giữa mức độ nhàm chán và các thành phần tình cảm và nhận thức để giải thích các triệu chứng ICD. Mô hình phương trình cấu trúc, ở mức độ tiềm ẩn, mang lại sự phù hợp tuyệt vời với dữ liệu bằng cách sử dụng phương pháp phân loại vật phẩm để giảm sai số đo. Nhìn chung, sự nhàm chán và tác động trung gian của các thành phần nhận thức và tình cảm, cụ thể là các kỳ vọng tránh né và sự thèm muốn do cue gây ra, đã giải thích 81.60% về phương sai trong các triệu chứng của ICD. Các kết quả minh họa rằng sự rõ ràng nhàm chán có ảnh hưởng trực tiếp đến sự phát triển và duy trì của một ICD. Đó là một dự đoán quan trọng của các kỳ vọng để tránh những cảm xúc tiêu cực và thoát khỏi thực tế cũng như sự thèm muốn do cue gây ra. Các thành phần tình cảm và nhận thức này qua trung gian ảnh hưởng của sự rõ ràng nhàm chán đối với ICD. Các kết quả nhấn mạnh hơn nữa sự tương tác của các hòa giải được đề cập, vì ảnh hưởng của các kỳ vọng tránh đối với các triệu chứng của bệnh viện đã được điều hòa một phần bởi sự thèm muốn do cue gây ra. Hơn nữa, sự hòa giải của các kỳ vọng tránh né về mối quan hệ giữa mức độ nhàm chán và các triệu chứng ICD đã qua trung gian bởi sự thèm muốn do cue gây ra.

Kết quả ủng hộ giả thuyết rằng mối quan hệ giữa tính nhạy cảm với sự nhàm chán như một phần đặc điểm cốt lõi của cá nhân và trải nghiệm những hậu quả tiêu cực do sử dụng quá mức các ứng dụng giao tiếp trực tuyến được trung gian bởi các phản ứng cảm xúc và nhận thức đối với các kích thích liên quan đến bối cảnh bên ngoài, chẳng hạn như các tín hiệu trực quan hiển thị các cuộc trò chuyện thông qua các ứng dụng giao tiếp trực tuyến khác nhau. Kết quả hiện tại mở rộng các phát hiện của các nghiên cứu trước đây, vốn đã chứng minh rằng các triệu chứng bệnh lý tâm thần (như trầm cảm hoặc lo âu xã hội) và các khía cạnh tính cách (như tính dễ bị tổn thương do căng thẳng hoặc lòng tự trọng) có ảnh hưởng đến các triệu chứng ICD, được trung gian bởi các nhận thức cụ thể (như phong cách đối phó không hiệu quả hoặc kỳ vọng sử dụng Internet) [ 8 , 15 ]. Kết quả phù hợp với mô hình lý thuyết I-PACE do Brand, Young đề xuất [ 7 ]. Trọng tâm của mô hình I-PACE là ảnh hưởng của các đặc điểm cốt lõi của cá nhân trong nhận thức chủ quan về một tình huống, ví dụ như khi đối mặt với các kích thích liên quan đến nghiện ngập, xung đột cá nhân hoặc căng thẳng. Nhận thức mang tính chủ quan về các yếu tố tình huống dẫn đến các phản ứng cảm xúc và nhận thức cá nhân như phản ứng với tín hiệu và sự thèm muốn, được mô tả là mong muốn sử dụng một ứng dụng nhất định và giảm bớt các trạng thái cảm xúc tiêu cực [ 20 , 24 ]. Kết quả của nghiên cứu hiện tại ủng hộ giả định này bằng cách cho thấy những người tham gia có khả năng dễ bị buồn chán hơn (như một trong những đặc điểm cốt lõi của một người) hoặc không thể điều chỉnh sự chú ý đối với các kích thích [ 35 ], có nguy cơ sử dụng các ứng dụng giao tiếp trực tuyến quá mức cao hơn. Kết quả cũng được củng cố bởi nghiên cứu của Elhai, Vasquez [ 42 ] cũng như bởi phân tích bổ sung của chúng tôi, nhấn mạnh rằng các triệu chứng bệnh lý tâm thần như trầm cảm, nhạy cảm giữa các cá nhân cũng như lo lắng có thể dẫn đến khả năng dễ bị buồn chán cao hơn và nguy cơ sử dụng các ứng dụng giao tiếp trực tuyến một cách bệnh lý cao hơn. Hành vi này được củng cố khi các cá nhân phải đối mặt với các kích thích cụ thể (liên quan đến giao tiếp điện thoại thông minh) và trải nghiệm mong muốn sử dụng điện thoại thông minh hoặc một ứng dụng giao tiếp cụ thể. Dường như đó là một thói quen tự động khi sử dụng điện thoại thông minh sau khi nhìn thấy biểu tượng hoặc nghe thấy âm thanh của tin nhắn đến [ 34 ]. Người dùng các ứng dụng giao tiếp trực tuyến có thể đã phát triển thói quen như vậy để cố gắng đối phó với những cảm giác khó chịu như buồn chán và do đó để thoát khỏi tình trạng thiếu kích thích [ 20 , 36 ].

Hiệu ứng trung gian của kỳ vọng né tránh đối với mối quan hệ giữa khuynh hướng buồn chán và các triệu chứng ICD hỗ trợ giả thuyết này. Tương tự như sự thèm muốn do kích thích gây ra, kết quả cho thấy rằng khả năng dễ bị buồn chán dẫn đến kỳ vọng tránh những cảm xúc tiêu cực trực tuyến và phân tâm khỏi các vấn đề bằng cách sử dụng điện thoại thông minh hoặc các ứng dụng giao tiếp trực tuyến. Điều này phù hợp với Biolcati, Passini [ 48 ] cho thấy rằng mối quan hệ giữa khuynh hướng buồn chán và hành vi uống rượu quá mức được trung gian bởi kỳ vọng thoát khỏi tình trạng thiếu kích thích và thoát khỏi thực tế. Các tác giả cho rằng đặc biệt là thanh thiếu niên, những người dễ bị buồn chán hơn trong thời gian rảnh rỗi, kỳ vọng thoát khỏi những cảm xúc tiêu cực bằng cách uống rượu, điều này làm tăng nguy cơ hành vi uống rượu quá mức [ 48 ]. Hành vi mạo hiểm dường như là một loại cơ chế đối phó không thích nghi, trong đó các cá nhân cố gắng tìm các chiến lược để giảm khuynh hướng trải nghiệm sự buồn chán [ 35 , 39 , 40 ]. Kết quả của Biolcati, Passini [ 48 ], Biolcati, Mancini [ 39 ] và Harris [ 40 ] minh họa các giả định chính của mô hình I-PACE như giả thuyết rằng các cá nhân cố gắng thoát khỏi cảm xúc tiêu cực hoặc xử lý tâm trạng bất thường, đặc biệt là khi đối mặt với các kích thích liên quan đến nghiện, điều này có thể dẫn đến quyết định sử dụng một ứng dụng nhất định. Vì Zhou và Leung [ 46 ] đã mô tả mối liên hệ giữa khuynh hướng buồn chán với việc chơi game trong môi trường mạng xã hội, nên các kết quả hiện tại làm rõ mối quan hệ này. Trải nghiệm sự hài lòng hoặc kích thích trong tình huống thiếu hưng phấn có thể được mô tả là một yếu tố quan trọng làm tăng nguy cơ sử dụng một số ứng dụng trực tuyến nhất định do kỳ vọng giảm trạng thái cảm xúc tiêu cực trong các tình huống tương tự lặp đi lặp lại. Điều này phù hợp với các phát hiện của một nghiên cứu hình ảnh thần kinh của Montag, Markowetz [ 72 ], người đã chỉ ra các khía cạnh khen thưởng của việc sử dụng Facebook qua điện thoại thông minh và sự kích hoạt cao hơn của thể vân bụng khi các cá nhân dành thời gian cho các dịch vụ mạng xã hội.

Mục tiêu thứ hai của nghiên cứu là điều tra sự tương tác giữa các phản ứng cảm xúc và nhận thức đối với các kích thích bên ngoài. Các nghiên cứu trước đây đã xem xét sự liên quan của phản ứng với tín hiệu và sự thèm muốn [ 34 ] cũng như kỳ vọng sử dụng Internet [ 8 , 15 ] và đặc biệt là kỳ vọng tránh né [ 16 ] đối với sự phát triển và duy trì ICD. Tầm quan trọng của hai cấu trúc này đã được chứng minh đối với các rối loạn sử dụng Internet cụ thể, chẳng hạn như rối loạn mua sắm trực tuyến hoặc mua sắm bệnh lý [ 18 , 59 ], rối loạn xem phim khiêu dâm trên Internet [ 29 ], rối loạn chơi game trên Internet [ 30 , 73 , 74 ] hoặc rối loạn sử dụng Internet tổng quát (không đặc hiệu) [ 17 ]. Theo hiểu biết của chúng tôi, chưa có nghiên cứu nào điều tra sự tương tác giữa sự thèm muốn do tín hiệu gây ra và kỳ vọng sử dụng Internet như đã được giả thuyết trong mô hình I-PACE [ 7 ]. Các tác giả của mô hình I-PACE cho rằng kỳ vọng sử dụng Internet dự đoán sự thèm muốn do tín hiệu kích thích gây ra, điều này ảnh hưởng đến các triệu chứng của một rối loạn sử dụng Internet cụ thể. Do đó, chúng tôi đưa ra giả thuyết rằng sự thèm muốn do tín hiệu kích thích gây ra đóng vai trò trung gian giữa kỳ vọng sử dụng Internet (chủ yếu là kỳ vọng tránh né) và các triệu chứng ICD. Giả thuyết này được hỗ trợ bởi các kết quả hiện tại. Các phát hiện cho thấy các thành phần cảm xúc và nhận thức tương tác với nhau, điều này nhấn mạnh các cơ chế chính của mô hình lý thuyết. Những cá nhân có nhận thức cụ thể liên quan đến Internet (ví dụ: kỳ vọng để phân tâm khỏi các vấn đề, để trốn tránh thực tế hoặc để tránh cô đơn) dường như dễ bị tổn thương bởi các tín hiệu liên quan đến nghiện và dường như trải nghiệm phản ứng thèm muốn cao hơn. Liên quan đến các cơ chế củng cố được đề xuất trong mô hình I-PACE, các cá nhân được cho là sẽ quyết định sử dụng các ứng dụng “lựa chọn đầu tiên” của họ để phân tâm khỏi trạng thái tiêu cực này và để trải nghiệm sự hài lòng hoặc bù đắp. Điều này làm tăng nguy cơ mất kiểm soát việc sử dụng Internet [ 7 ]. Kết quả là dấu hiệu đầu tiên chỉ ra sự tương tác giữa các phản ứng cảm xúc và nhận thức đối với các kích thích bên ngoài và bên trong. Vì có thêm các thành phần như thiên kiến ​​chú ý và liên kết ngầm cũng như tầm quan trọng của kiểm soát ức chế và chức năng điều hành [ 7 ], nên mối liên hệ giữa các yếu tố này cần được nghiên cứu chi tiết hơn. Do đó, các nghiên cứu trong tương lai nên tập trung vào ICD, nhưng cũng nên tập trung vào các rối loạn sử dụng Internet cụ thể khác.

Triển vọng và ý nghĩa

Việc sử dụng điện thoại thông minh và các ứng dụng giao tiếp trực tuyến trong cuộc sống hàng ngày nhìn chung dường như không có vấn đề gì. Đối với hầu hết mọi người, đó là một thói quen phổ biến khi sử dụng điện thoại thông minh trong khi chờ đợi người khác hoặc chờ tàu chẳng hạn. Turel và Bechara [ 75 ] cũng minh họa tầm quan trọng của tính bốc đồng như một yếu tố rủi ro của ICD. Nhìn chung, các ứng dụng giao tiếp trực tuyến dường như là một ví dụ điển hình cho mối quan hệ giữa khuynh hướng buồn chán và việc sử dụng bệnh lý. Có thể giả định rằng trải nghiệm về sự thỏa mãn và bù đắp bằng cách sử dụng các ứng dụng này là một cơ chế quan trọng liên quan đến quá trình phát triển của ICD. Mặc dù kết quả phù hợp với các giả định lý thuyết của mô hình I-PACE của Brand, Young [ 7 ], nhưng sự phát triển của hành vi giao tiếp trực tuyến gây nghiện và các triệu chứng ICD cũng như vai trò của khuynh hướng buồn chán và các thành phần cảm xúc và nhận thức hơn nữa cần được nghiên cứu trong các nghiên cứu dọc. Do đó, cần nhiều nghiên cứu hơn, đặc biệt là về các cơ chế củng cố cụ thể.

Xét đến điều này, bên cạnh khả năng dễ bị buồn chán, nghiên cứu cũng nên tập trung vào tình huống được nhận thức một cách chủ quan. Ben-Yehuda, Greenberg [ 76 ] đã đề cập đến tầm quan trọng của tình trạng buồn chán như một yếu tố nguy cơ tiềm ẩn dẫn đến nghiện điện thoại thông minh, cần được nghiên cứu thêm. Điều này bao gồm trải nghiệm thiếu kích thích và thiếu hưng phấn như một trạng thái phụ thuộc vào ngữ cảnh [ 38 , 57 ]. Có thể giả định rằng sự buồn chán được nhận thức thực tế là một lời giải thích quan trọng hơn nữa về lý do tại sao các cá nhân hình thành thói quen tự động sử dụng điện thoại thông minh trong tình huống thiếu kích thích. Điều này có thể được củng cố bởi sự hài lòng và bù đắp đã trải nghiệm và do đó làm tăng khả năng sử dụng điện thoại thông minh trong một tình huống tương tự một lần nữa. Cho đến nay, các nghiên cứu tiếp theo nên lưu ý rằng các yếu tố tình huống như tâm trạng thực tế, xung đột cá nhân, sự buồn chán thực tế đã trải nghiệm hoặc căng thẳng được nhận thức có thể ảnh hưởng đến các thành phần nhận thức và cảm xúc cũng như quyết định sử dụng một ứng dụng nhất định [ 7 , 77 ].

Với thực tế ngày càng nhiều cá nhân gặp phải những hậu quả tiêu cực trong cuộc sống hàng ngày, chẳng hạn như xung đột với gia đình và bạn bè hoặc các vấn đề liên quan đến công việc do sử dụng Internet và các ứng dụng cụ thể của nó một cách không kiểm soát, nhu cầu về các biện pháp can thiệp phù hợp và có hướng dẫn ngày càng tăng. Trong bối cảnh rối loạn sử dụng Internet và các dạng cụ thể của nó, chẳng hạn như ICD, sự thành công của việc phòng ngừa và can thiệp được cho là chủ yếu phụ thuộc vào mức độ giải quyết đầy đủ các yếu tố liên quan. Xét đến việc các đặc điểm cá nhân có thể khó thay đổi, các biện pháp can thiệp nên tập trung vào các khía cạnh điều tiết cũng như trung gian để ngăn ngừa việc sử dụng quá mức một số ứng dụng Internet nhất định [ 7 ]. Trong nghiên cứu này, kỳ vọng tránh những cảm xúc tiêu cực trực tuyến và phản ứng thèm muốn do tín hiệu kích thích gây ra đã được nhấn mạnh là đóng vai trò trung gian trong sự phát triển và duy trì ICD. Việc dựa vào các kỳ vọng cụ thể về việc sử dụng Internet để thay đổi nhận thức không thuận lợi có thể là bước đầu tiên hướng tới việc sử dụng Internet hiệu quả. Những người khó chịu đựng sự nhàm chán hoặc dễ bị nhàm chán hơn nên được đào tạo để nhận ra rằng Internet hoặc việc sử dụng điện thoại thông minh không phải là cách duy nhất để đối phó với các tình huống hàng ngày liên quan đến sự thiếu kích thích hoặc thậm chí là cảm giác khó chịu. Khía cạnh này đặc biệt quan trọng bởi vì kỳ vọng rằng các ứng dụng giao tiếp trực tuyến có thể giúp thoát khỏi các vấn đề trong cuộc sống thực có thể thúc đẩy và làm tăng cường các phản ứng thèm muốn như được thể hiện trong các kết quả hiện tại, đặc biệt là khi có các kích thích cụ thể xảy ra. Trong cuộc sống hàng ngày, những kích thích như vậy có thể là việc nhìn thấy người khác sử dụng điện thoại thông minh hoặc nhận thấy một tin nhắn đến. Trên thực tế, điều này có thể khiến các cá nhân khó cưỡng lại mong muốn sử dụng các ứng dụng nhất định hơn. Nhìn chung, các cá nhân sau đó có thể mất kiểm soát việc sử dụng Internet của họ dẫn đến những hậu quả tiêu cực. Hơn nữa, xu hướng tiếp cận các ứng dụng giao tiếp trực tuyến do sự thèm muốn đã trải nghiệm nên được giảm một cách có hệ thống thông qua các chương trình đào tạo cho phép các cá nhân học cách tránh các phản ứng không được kiểm soát đối với các kích thích cụ thể [ 7 ]. Hiệu quả của các phương pháp đào tạo thông thường cần được nghiên cứu thêm, đặc biệt là đối với ICD.

Cuối cùng, chúng tôi phải đề cập đến một số hạn chế. Nghiên cứu được thực hiện với một mẫu thuận tiện, không đại diện cho toàn bộ dân số cũng như cho các bệnh nhân tìm kiếm điều trị bị rối loạn sử dụng Internet. Trên cơ sở các kết quả hiện tại, có vẻ đáng để nghiên cứu sự tương tác của sự nhàm chán, sự thèm muốn và sử dụng kỳ vọng trong các mẫu khác, chẳng hạn như thanh thiếu niên và bệnh nhân tìm kiếm điều trị. Một hạn chế bổ sung là chúng tôi chỉ tập trung vào ICD. Do các ứng dụng Internet khác cũng có thể được sử dụng để thoát khỏi cảm giác nhàm chán hoặc tiêu cực, nghiên cứu nên được lặp lại với các mẫu có các ứng dụng lựa chọn đầu tiên khác, như chơi game trên Internet, mua sắm trên Internet hoặc sử dụng nội dung khiêu dâm trên Internet.

Kết luận

Nghiên cứu hiện tại nhằm mục đích điều tra các giả định lý thuyết liên quan đến sự phát triển và bảo trì của một ICD. Dựa trên mô hình I-PACE, trọng tâm được đặt vào các tác động trung gian của các thành phần nhận thức và tình cảm, cụ thể là các kỳ vọng tránh né và sự thèm muốn do cue gây ra, về mối quan hệ giữa các đặc điểm cốt lõi của người và các triệu chứng ICD. Nghiên cứu này đã xem xét ảnh hưởng của sự nhàm chán như là một biến đổi đặc điểm có thể dự đoán các triệu chứng ICD. Các kết quả hiện tại cho thấy sự rõ ràng nhàm chán có thể đóng một vai trò quan trọng trong ICD. Các cá nhân có khả năng dễ bị nhàm chán cao hơn cho thấy kỳ vọng cao hơn để tránh cảm giác tiêu cực bằng cách sử dụng các ứng dụng giao tiếp trực tuyến, từ đó làm tăng hậu quả tiêu cực trong cuộc sống hàng ngày. Ngoài ra, có những kỳ vọng tránh né có liên quan đến trải nghiệm thèm muốn cao hơn. Điều này có thể là do khả năng dễ bị tổn thương cao hơn đối với các tín hiệu liên quan đến giao tiếp Internet, điều này khiến cho việc sử dụng các ứng dụng giao tiếp trực tuyến trở nên khó khăn hơn. Với những kết quả này, các cơ chế cơ bản của một ICD đã đi vào hoạt động cứu trợ. Các nỗ lực can thiệp nhằm ngăn chặn việc sử dụng Internet không được kiểm soát và sử dụng quá mức và các ứng dụng cụ thể của nó có thể có khả năng được tối ưu hóa bằng cách xem xét khái niệm về sự nhàm chán và tương tác của nó với phản ứng cue, sự thèm muốn và kỳ vọng.

Thông tin hỗ trợ

S1 File.sav

 

A

B

C

D

E

F

G

H

I

J

K

L

M

N

O

P

Q

1

 Bảng: Danh sách dữ liệu                                

2

 quan hệ tình dục tuổi siatcom_g siatcom1 siatcom2 Ver_RA DAQPost BPS_mean IUE_SNne IUEco_a1 IUEco_a2 BPS_1 BPS_2 BSI_UiSk BSI_Depr BSI_Aeng BSI_Aggr

3

 2 24.00000000000 16.00 9.00 7.00 4 3.79 1.88 2.25 1.00 3.50 1.75 2.00 . 50 . 00 . 17 . 20

4

 2 23.00000000000 36.00 26.00 10.00 3 2.00 4.75 2.50 3.00 2.00 4.25 5.25 1.50 1.17 . 33 . 20

5

 2 27.00000000000 19.00 13.00 6.00 1 . 00 3.63 1.75 2.50 1.00 3.25 4.00 . 25 . 33 . 17 . 20

6

 2 27.00000000000 19.00 11.00 8.00 4 2.00 4.25 3.75 4.50 3.00 4.50 4.00 . 75 . 83 1.17 . 60

7

 2 28.00000000000 23.00 14.00 9.00 2 2.57 2.88 2.75 3.00 2.50 2.25 3.50 1.00 . 83 1.17 1.00

8

 2 22.00000000000 12.00 6.00 6.00 1 . 21 1.13 2.50 3.00 2.00 1.00 1.25 . 00 . 00 . 17 . 40

9

 2 22.00000000000 33.00 18.00 15.00 3 2.36 3.50 3.00 2.50 3.50 3.75 3.25 . 00 . 33 . 50 . 60

10

 2 20.00000000000 48.00 26.00 22.00 3 4.50 5.38 3.00 3.00 3.00 5.25 5.50 . 00 . 17 . 00 . 00

11

 2 18.00000000000 25.00 15.00 10.00 2 . 36 2.75 4.75 4.50 5.00 2.50 3.00 . 75 . 33 . 33 1.00

12

 2 54.00000000000 12.00 6.00 6.00 1 . 00 2.00 2.50 2.00 3.00 2.50 1.50 . 25 . 00 . 00 . 60

13

 2 21.00000000000 33.00 21.00 12.00 2 1.14 4.00 3.00 2.50 3.50 3.25 4.75 . 00 . 67 . 50 . 40

14

 2 26.00000000000 19.00 13.00 6.00 1 . 93 3.13 1.50 2.00 1.00 3.50 2.75 . 00 . 17 . 33 . 60

15

 2 24.00000000000 22.00 14.00 8.00 1 . 93 2.38 2.00 1.50 2.50 2.25 2.50 1.75 . 00 . 50 . 40

16

 2 21.00000000000 21.00 13.00 8.00 2 1.14 2.88 3.50 4.00 3.00 3.50 2.25 3.00 1.67 1.33 . 60

17

 2 26.00000000000 26.00 15.00 11.00 2 2.29 4.13 2.25 2.50 2.00 4.75 3.50 . 50 . 50 . 33 . 20

18

 2 23.00000000000 32.00 19.00 13.00 2 1.07 4.63 4.50 4.50 4.50 4.75 4.50 . 00 . 33 . 17 . 40

19

 2 57.00000000000 12.00 6.00 6.00 1 . 00 1.75 1.25 1.50 1.00 1.75 1.75 . 75 . 50 . 00 . 00

20

 2 21.00000000000 21.00 10.00 11.00 2 . 00 3.38 3.00 2.50 3.50 3.50 3.25 . 50 . 00 . 17 1.00

21

 2 49.00000000000 12.00 6.00 6.00 1 . 00 1.38 1.00 1.00 1.00 1.75 1.00 . 50 . 17 1.00 1.20

22

 2 42.00000000000 14.00 8.00 6.00 1 . 00 1.38 1.00 1.00 1.00 1.50 1.25 . 00 . 00 . 17 . 00

23

 2 22.00000000000 33.00 22.00 11.00 3 2.14 3.13 4.50 5.50 3.50 3.50 2.75 . 50 . 33 . 67 . 20

24

 2 21.00000000000 31.00 18.00 13.00 2 1.43 2.50 1.50 2.00 1.00 2.00 3.00 . 00 . 50 . 17 . 40

25

 2 23.00000000000 30.00 22.00 8.00 2 . 93 1.00 3.25 3.50 3.00 1.00 1.00 . 50 . 17 . 17 . 20

26

 2 28.00000000000 23.00 17.00 6.00 1 . 14 1.63 2.25 2.00 2.50 2.00 1.25 . 25 . 33 . 17 . 40

27

 2 32.00000000000 27.00 14.00 13.00 1 . 64 2.75 2.50 3.50 1.50 3.25 2.25 . 50 1.00 . 17 . 20

28

 2 26.00000000000 16.00 7.00 9.00 1 . 21 1.00 1.00 1.00 1.00 1.00 1.00 . 00 . 00 . 83 . 20

29

 2 37.00000000000 28.00 16.00 12.00 2 2.00 3.50 3.00 3.00 3.00 3.50 3.50 1.50 1.17 1.50 1.00

30

 2 29.00000000000 19.00 11.00 8.00 3 2.00 3.88 2.75 3.50 2.00 3.50 4.25 . 25 1.83 . 00 . 20

31

 2 20.00000000000 39.00 22.00 17.00 2 2.00 4.13 3.50 3.50 3.50 4.50 3.75 1.25 . 33 . 33 1.80

32

 2 34.00000000000 14.00 8.00 6.00 1 . 93 1.75 3.25 3.00 3.50 1.50 2.00 . 50 . 00 . 33 . 00

33

 2 24.00000000000 20.00 12.00 8.00 2 . 43 1.63 1.00 1.00 1.00 1.75 1.50 . 25 . 00 . 00 . 40

34

 2 26.00000000000 35.00 20.00 15.00 2 1.79 5.88 2.50 3.00 2.00 5.75 6.00 3.00 1.33 1.33 2.40

35

 2 24.00000000000 31.00 16.00 15.00 3 2.71 3.38 4.25 4.50 4.00 3.50 3.25 . 25 . 33 . 00 . 20

36

 2 23.00000000000 34.00 20.00 14.00 3 2.36 3.75 4.75 5.50 4.00 3.75 3.75 . 50 . 33 . 50 . 00

37

 2 22.00000000000 23.00 13.00 10.00 2 2.36 2.50 2.75 3.00 2.50 3.75 1.25 . 50 . 33 . 33 . 60

38

 2 26.00000000000 20.00 13.00 7.00 2 1.36 1.75 2.25 1.50 3.00 2.25 1.25 . 00 . 50 . 67 . 00

39

 2 18.00000000000 19.00 12.00 7.00 1 . 79 2.50 1.50 1.50 1.50 3.50 1.50 . 00 . 17 . 17 . 20

40

 2 28.00000000000 20.00 13.00 7.00 1 . 21 4.25 4.25 4.50 4.00 5.00 3.50 1.00 . 33 . 50 . 60

41

 2 27.00000000000 28.00 19.00 9.00 1 . 14 3.00 3.00 2.50 3.50 2.75 3.25 . 75 . 50 . 17 . 40

42

 2 50.00000000000 14.00 8.00 6.00 1 . 14 1.00 1.75 1.50 2.00 1.00 1.00 . 25 . 17 . 17 . 00

43

 2 23.00000000000 28.00 21.00 7.00 2 1.79 1.63 2.00 2.50 1.50 1.75 1.50 . 50 . 17 . 50 . 20

44

 2 27.00000000000 29.00 14.00 15.00 1 2.64 2.38 2.25 2.00 2.50 3.25 1.50 1.75 . 33 1.17 1.00

45

 2 21.00000000000 26.00 15.00 11.00 2 1.71 2.88 3.25 2.50 4.00 3.75 2.00 . 50 . 17 . 67 . 40

46

 2 34.00000000000 22.00 11.00 11.00 1 1.21 1.75 2.25 2.00 2.50 2.00 1.50 . 00 . 00 . 33 . 00

47

 2 31.00000000000 14.00 8.00 6.00 1 . 00 1.25 1.00 1.00 1.00 1.25 1.25 . 00 . 00 . 17 . 20

48

 2 27.00000000000 25.00 12.00 13.00 1 . 21 3.63 1.75 1.50 2.00 4.25 3.00 . 75 . 67 . 33 . 80

49

 2 21.00000000000 33.00 23.00 10.00 1 . 71 3.13 4.00 4.00 4.00 2.75 3.50 1.50 1.83 1.17 1.40

50

 2 20.00000000000 20.00 10.00 10.00 1 . 00 1.63 2.50 2.00 3.00 1.75 1.50 . 00 . 17 . 17 . 20

phần quả sung

 

Tải về

Dataset_PoNE-D-17-41307R2.sav.

Tập tin này là tập dữ liệu của nghiên cứu hiện tại và chứa tất cả các biến và thông tin cho các phân tích được tiến hành.

(SAV)

Tệp S1. Dataset_PoNE-D-17-41307R2.sav.

Tập tin này là tập dữ liệu của nghiên cứu hiện tại và chứa tất cả các biến và thông tin cho các phân tích được tiến hành.

https://doi.org/10.1371/journal.pone.0195742.s001

(SAV)

dự án

  1. XUẤT KHẨU. Statista. Số người dùng điện thoại thông minh trên toàn thế giới từ 1 đến 2014 (tính bằng tỷ) 2020 [trích dẫn 2017 2017 / 22 / 11].
  2. XUẤT KHẨU. Kuss DJ, Griffiths MD. Mạng xã hội trực tuyến và nghiện: Một đánh giá về văn học tâm lý. Tạp chí quốc tế về nghiên cứu môi trường và sức khỏe cộng đồng. 2; 2011: 8 tầm 3528. pmid: 52
  3. XUẤT KHẨU. Amichai-Hamburger Y, Vinitzky G. Sử dụng mạng xã hội và tính cách. Máy tính trong hành vi của con người. 3; 2010 (26): 6 XN XNX.
  4. Xem bài viết
  5. Google Scholar
  6. XUẤT KHẨU. Statista. Số người dùng WhatsApp hoạt động hàng tháng trên toàn thế giới từ tháng 4 4 đến tháng 7 2013 (tính bằng triệu) 2017 [trích dẫn 2017 2017 / 22 / 11].
  7. XUẤT KHẨU. Statista. Số người dùng Facebook hoạt động hàng tháng trên toàn thế giới kể từ 5rd quý 3 (tính bằng triệu) 2017 [trích dẫn 2017 2017 / 22 / 11].
  8. Xem bài viết
  9. PubMed / NCBI
  10. Google Scholar
  11. Xem bài viết
  12. PubMed / NCBI
  13. Google Scholar
  14. Xem bài viết
  15. PubMed / NCBI
  16. Google Scholar
  17. Xem bài viết
  18. PubMed / NCBI
  19. Google Scholar
  20. Xem bài viết
  21. Google Scholar
  22. Xem bài viết
  23. PubMed / NCBI
  24. Google Scholar
  25. Xem bài viết
  26. Google Scholar
  27. Xem bài viết
  28. PubMed / NCBI
  29. Google Scholar
  30. Xem bài viết
  31. Google Scholar
  32. Xem bài viết
  33. PubMed / NCBI
  34. Google Scholar
  35. Xem bài viết
  36. PubMed / NCBI
  37. Google Scholar
  38. Xem bài viết
  39. Google Scholar
  40. Xem bài viết
  41. PubMed / NCBI
  42. Google Scholar
  43. Xem bài viết
  44. PubMed / NCBI
  45. Google Scholar
  46. Xem bài viết
  47. Google Scholar
  48. Xem bài viết
  49. PubMed / NCBI
  50. Google Scholar
  51. Xem bài viết
  52. PubMed / NCBI
  53. Google Scholar
  54. Xem bài viết
  55. PubMed / NCBI
  56. Google Scholar
  57. Xem bài viết
  58. Google Scholar
  59. Xem bài viết
  60. PubMed / NCBI
  61. Google Scholar
  62. Xem bài viết
  63. PubMed / NCBI
  64. Google Scholar
  65. Xem bài viết
  66. PubMed / NCBI
  67. Google Scholar
  68. Xem bài viết
  69. PubMed / NCBI
  70. Google Scholar
  71. Xem bài viết
  72. PubMed / NCBI
  73. Google Scholar
  74. Xem bài viết
  75. PubMed / NCBI
  76. Google Scholar
  77. Xem bài viết
  78. PubMed / NCBI
  79. Google Scholar
  80. Xem bài viết
  81. PubMed / NCBI
  82. Google Scholar
  83. Xem bài viết
  84. PubMed / NCBI
  85. Google Scholar
  86. Xem bài viết
  87. Google Scholar
  88. Xem bài viết
  89. Google Scholar
  90. Xem bài viết
  91. Google Scholar
  92. Xem bài viết
  93. PubMed / NCBI
  94. Google Scholar
  95. Xem bài viết
  96. Google Scholar
  97. Xem bài viết
  98. PubMed / NCBI
  99. Google Scholar
  100. Xem bài viết
  101. Google Scholar
  102. Xem bài viết
  103. Google Scholar
  104. Xem bài viết
  105. Google Scholar
  106. Xem bài viết
  107. PubMed / NCBI
  108. Google Scholar
  109. Xem bài viết
  110. Google Scholar
  111. Xem bài viết
  112. PubMed / NCBI
  113. Google Scholar
  114. Xem bài viết
  115. Google Scholar
  116. Xem bài viết
  117. Google Scholar
  118. Xem bài viết
  119. PubMed / NCBI
  120. Google Scholar
  121. Xem bài viết
  122. PubMed / NCBI
  123. Google Scholar
  124. Xem bài viết
  125. PubMed / NCBI
  126. Google Scholar
  127. Xem bài viết
  128. PubMed / NCBI
  129. Google Scholar
  130. Xem bài viết
  131. PubMed / NCBI
  132. Google Scholar
  133. Xem bài viết
  134. PubMed / NCBI
  135. Google Scholar
  136. Xem bài viết
  137. Google Scholar
  138. Xem bài viết
  139. Google Scholar
  140. Xem bài viết
  141. Google Scholar
  142. Xem bài viết
  143. PubMed / NCBI
  144. Google Scholar
  145. Xem bài viết
  146. Google Scholar
  147. Xem bài viết
  148. PubMed / NCBI
  149. Google Scholar
  150. Xem bài viết
  151. Google Scholar
  152. Xem bài viết
  153. PubMed / NCBI
  154. Google Scholar
  155. 6. Young KS, Pistner M, O'Mara J, Buchanan J. Rối loạn mạng: Mối quan tâm về sức khỏe tâm thần cho thiên niên kỷ mới. Tâm lý học mạng và Hành vi. 1999; 2: 475–9. pmid: 19178220
  156. XUẤT KHẨU. Thương hiệu M, KS trẻ, Laier C, Wölfling K, Potenza MN. Tích hợp các cân nhắc về tâm lý và sinh học thần kinh liên quan đến việc phát triển và duy trì các rối loạn sử dụng Internet cụ thể: Mô hình Tương tác của Người thực hiện-Nhận thức-Nhận thức-Thực thi (I-PACE). Khoa học thần kinh và đánh giá sinh học. 7; 2016: 71 tầm 252. pmid: 66
  157. XUẤT KHẨU. Wegmann E, Brand M. Rối loạn giao tiếp Internet: Đó là vấn đề về khía cạnh xã hội, đối phó và kỳ vọng sử dụng Internet. Biên giới trong Tâm lý học. 8; 2016 (7): 1747 XN XNX. pmid: 1
  158. Xem bài viết
  159. Google Scholar
  160. Xem bài viết
  161. PubMed / NCBI
  162. Google Scholar
  163. Xem bài viết
  164. Google Scholar
  165. Xem bài viết
  166. PubMed / NCBI
  167. Google Scholar
  168. Xem bài viết
  169. Google Scholar
  170. XUẤT KHẨU. Choi SW, Kim DJ, Choi JS, Choi EJ, Song WY, Kim S, et al. So sánh các yếu tố rủi ro và bảo vệ liên quan đến nghiện điện thoại thông minh và nghiện Internet. Tạp chí nghiện hành vi. 9; 2015 (4): 4 XN XNX. pmid: 308
  171. Xem bài viết
  172. PubMed / NCBI
  173. Google Scholar
  174. Xem bài viết
  175. PubMed / NCBI
  176. Google Scholar
  177. Xem bài viết
  178. PubMed / NCBI
  179. Google Scholar
  180. Xem bài viết
  181. PubMed / NCBI
  182. Google Scholar
  183. Xem bài viết
  184. Google Scholar
  185. Xem bài viết
  186. Google Scholar
  187. Xem bài viết
  188. PubMed / NCBI
  189. Google Scholar
  190. XUẤT KHẨU. Montag C, Blaszkiewicz K, Sariyska R, Lachmann B, Andone I, Trendafilov B, et al. Sử dụng điện thoại thông minh trong thế kỷ 10st: Ai đang hoạt động trên WhatsApp? Ghi chú nghiên cứu BMC. 21; 2015: 8 tầm 1.
  191. XUẤT KHẨU. Thương hiệu M, Young KS, Laier C. Kiểm soát trước và nghiện Internet: Một mô hình lý thuyết và xem xét các kết quả nghiên cứu về thần kinh và thần kinh học. Biên giới trong khoa học thần kinh của con người. 11; 2014 (8): 375 XN XNX. pmid: 1
  192. KHAI THÁC. Davis RA. Một mô hình nhận thức hành vi của việc sử dụng Internet bệnh lý. Máy tính trong hành vi của con người. 12; 2001: 17 tầm 187.
  193. XUẤT KHẨU. Spada MM. Tổng quan về sử dụng Internet có vấn đề. Hành vi gây nghiện. 13; 2014: Epub trước khi in. 39 tầm 3. pmid: 6
  194. XUẤT KHẨU. Billieux J, Maurage P, Lopez-Fernandez O, Kuss DJ, Griffiths MD. Sử dụng điện thoại di động bị rối loạn có thể được coi là nghiện hành vi? Một bản cập nhật về bằng chứng hiện tại và một mô hình toàn diện cho nghiên cứu trong tương lai. Báo cáo nghiện hiện tại. 14; 2015 (2): 2 XN XNX.
  195. XUẤT KHẨU. Wegmann E, Stodt B, Brand M. Việc sử dụng các trang mạng xã hội gây nghiện có thể được giải thích bằng sự tương tác của các kỳ vọng sử dụng Internet, hiểu biết về Internet và các triệu chứng tâm lý. Tạp chí nghiện hành vi. 15; 2015 (4): 3 XN XNX. pmid: 155
  196. XUẤT KHẨU. Wegmann E, Oberst U, Stodt B, Brand M. Nỗi sợ cụ thể trực tuyến về việc bỏ lỡ và kỳ vọng sử dụng Internet góp phần gây ra các triệu chứng rối loạn giao tiếp Internet. Báo cáo hành vi gây nghiện. 16; 2017: 5 tầm 33. pmid: 42
  197. XUẤT KHẨU. Thương hiệu M, Laier C, KS trẻ. Nghiện Internet: Phong cách đối phó, kỳ vọng và ý nghĩa điều trị. Biên giới trong Tâm lý học. 17; 2014: 5 tầm 1.
  198. XUẤT KHẨU. Trotzke P, Starcke K, Müller A, Brand M. Bệnh lý mua trực tuyến dưới dạng nghiện Internet cụ thể: Một cuộc điều tra thử nghiệm dựa trên mô hình. MỘT SỐ. 18; 2015 (10): e10. pmid: 0140296
  199. XUẤT KHẨU. Sayette MA. Vai trò của tham ái trong rối loạn sử dụng chất: Các vấn đề lý luận và phương pháp. Đánh giá hàng năm về tâm lý học lâm sàng. 19; 2016: 12 tầm 407. pmid: 33.
  200. XUẤT KHẨU. Hormon JM. Ý nghĩa lâm sàng của sự thèm muốn đối với các hành vi gây nghiện: Một đánh giá. Báo cáo nghiện hiện tại. 20; 2017 (4): 2 XN XNX.
  201. XUẤT KHẨU. Bechara A. Ra quyết định, kiểm soát xung lực và mất ý chí chống lại ma túy: Một viễn cảnh nhận thức thần kinh. Khoa học thần kinh tự nhiên. 21; 2005: 8 tầm 1458. pmid: 63
  202. XUẤT KHẨU. Carter BL, Tiffany ST. Phân tích tổng hợp về phản ứng cue trong nghiên cứu nghiện. Nghiện. 22; 1999: 94 tầm 327. pmid: 40
  203. XUẤT KHẨU. Skinner MD, Aubin HJ. Vị trí của cơn nghiện nghiện calo: Đóng góp của các mô hình chính. Khoa học thần kinh và đánh giá sinh học. 23; 2010: 34 tầm 606. pmid: 23
  204. XUẤT KHẨU. Drumond DC. Những lý thuyết về sự thèm thuốc, cổ xưa và hiện đại. Nghiện (Abingdon, Anh). 24; 2001: 96 tầm 33.
  205. XUẤT KHẨU. Schiebener J, Laier C, Brand M. Bị mắc kẹt với nội dung khiêu dâm? Việc lạm dụng hoặc bỏ bê tín hiệu cybersex trong tình huống đa nhiệm có liên quan đến các triệu chứng nghiện cybersex. Tạp chí nghiện hành vi. 25; 2015 (4): 1 XN XNX. pmid: 14
  206. XUẤT KHẨU. Niu GF, Sun XJ, Subrahmanyam K, Kong FC, Tian Y, Zhou ZK. Cue gây ra sự thèm muốn Internet trong số những người nghiện Internet. Hành vi gây nghiện. 26; 2016: 62 tầm 1. pmid: 5
  207. XUẤT KHẨU. Tiffany ST, Wray JM. Ý nghĩa lâm sàng của sự thèm thuốc. Biên niên sử của Học viện Khoa học New York. 27; 2012: 1248 tầm 1. pmid: 17
  208. XUẤT KHẨU. Snagowski J, Brand M. Các triệu chứng nghiện cybersex có thể được liên kết với cả việc tiếp cận và tránh các kích thích khiêu dâm: Kết quả từ một mẫu tương tự của người dùng cybersex thông thường. Biên giới trong Tâm lý học. 28; 2015: 6. pmid: 653
  209. XUẤT KHẨU. Laier C, Pawlikowski M, Pekal J, Schulte FP, Brand M. Cybersex nghiện: Có kinh nghiệm hưng phấn tình dục khi xem nội dung khiêu dâm và không quan hệ tình dục ngoài đời thực làm nên sự khác biệt. Tạp chí nghiện hành vi. 29; 2013: 2 tầm 100. pmid: 7
  210. XUẤT KHẨU. Thalemann R, Wölfling K, Grüsser SM. Phản ứng cue cụ thể trên tín hiệu liên quan đến trò chơi máy tính ở những game thủ quá mức. Khoa học thần kinh hành vi. 30; 2007: 121 tầm 614. pmid: 8
  211. KHAI THÁC. Liu L, Yip SW, Zhang JT, Wang LJ, Shen ZJ, Liu B, et al. Kích hoạt các vây bụng và vây lưng trong phản ứng cue trong rối loạn chơi game Internet. Nghiện sinh học. 31; 2017 (3): 2 XN XNX. pmid: 791.
  212. KHAI THÁC. Park CB, Park SM, Gwak AR, Sohn BK, Lee JY, Jung HY, et al. Ảnh hưởng của việc tiếp xúc nhiều lần với tín hiệu đánh bạc ảo đối với sự thôi thúc đánh bạc. Hành vi gây nghiện. 32; 2015: 41 tầm 61. pmid: 4
  213. KHAI THÁC. Fernie BA, Caselli G, Giustina L, Donato G, Marcotriggiani A, Spada MM. Mong muốn suy nghĩ như một người dự đoán của cờ bạc. Hành vi gây nghiện. 33; 2014: 39 tầm 793. pmid: 6
  214. 34. Wegmann E, Stodt B, Brand M. Sự thèm muốn gây ra bởi Cue trong chứng rối loạn giao tiếp qua Internet sử dụng các dấu hiệu thị giác và thính giác trong một mô hình phản ứng tín hiệu. Nghiên cứu & Lý thuyết về Chất gây nghiện. 2017: Epub trước khi in.
  215. KHAI THÁC. LePera N. Mối quan hệ giữa sự buồn chán rõ ràng, chánh niệm, lo lắng, trầm cảm và sử dụng chất gây nghiện. Bản tin tâm lý học mới. 35; 2011 (8): 2 XN XNX.
  216. KHAI THÁC. Iso-Ahola SE, Weissinger E. Nhận thức về sự nhàm chán trong giải trí: Khái niệm hóa, độ tin cậy và tính hợp lệ của Thang đo nhàm chán giải trí. Tạp chí Nghiên cứu Giải trí. 36; 1990 (22): 1 XN XNX.
  217. KHAI THÁC. Lâm CH, Lin SL, Ngô CP. Những ảnh hưởng của việc theo dõi của cha mẹ và sự nhàm chán khi giải trí đối với chứng nghiện Internet của thanh thiếu niên. Vị thành niên. 37; 2009 (44): 176 XN XNX. Epub 993 / 1004 / 2009. pmid: 01.
  218. KHAI THÁC. Brissett D, Tuyết RP. Chán nản: Nơi tương lai không. Tương tác tượng trưng. 38; 1993 (16): 3 XN XNX.
  219. KHAI THÁC. Biolcati R, Mancini G, Trombini E. Sự đơn giản đối với sự nhàm chán và hành vi nguy cơ trong thời gian rảnh của thanh thiếu niên. Báo cáo tâm lý. 39: 2017 Thẻ 1. Epub 21 / 2017 / 08. pmid: 05.
  220. KHAI THÁC. Harris MB. Tương quan và đặc điểm của sự nhàm chán rõ ràng và nhàm chán. Tạp chí Tâm lý học xã hội ứng dụng. 40; 2000 (30): 3 XN XNX.
  221. KHAI THÁC. Mik Formula WL, Vodanovich SJ. Bản chất của sự nhàm chán. Hồ sơ tâm lý. 41; 1993 (43): 1 XN XNX.
  222. KHAI THÁC. Elhai JD, Vasquez JK, Lustgarten SD, Levine JC, Hội trường BJ. Sự khó chịu đến nhàm chán làm trung gian cho mối quan hệ giữa việc sử dụng điện thoại thông minh có vấn đề với trầm cảm và mức độ lo lắng. Khoa học xã hội Đánh giá máy tính. 42: 2017 Thẻ 1.
  223. KHAI THÁC. Wiesner M, Windle M, Freeman A. Căng thẳng trong công việc, sử dụng chất gây nghiện và trầm cảm ở những người lao động trẻ tuổi trưởng thành: Một cuộc kiểm tra về mô hình hiệu ứng chính và điều hành. Tạp chí tâm lý sức khỏe nghề nghiệp. 43; 2005 (10): 2 XN XNX. pmid: 83.
  224. KHAI THÁC. Anshel MH. Một cuộc khảo sát của các vận động viên ưu tú về nguyên nhân nhận thức của việc sử dụng thuốc bị cấm trong thể thao. Tạp chí hành vi thể thao. 44; 1991 (14): 4 XN XNX.
  225. KHAI THÁC. Thackray RI. Sự căng thẳng của sự nhàm chán và đơn điệu: Xem xét các bằng chứng. Thuốc tâm lý. 45; 1981 (43): 2 XN XNX. pmid: 165.
  226. KHAI THÁC. Zhou SX, Leung L. Sự hài lòng, cô đơn, buồn chán giải trí và lòng tự trọng là những yếu tố dự báo chứng nghiện và mô hình sử dụng trò chơi SNS trong các sinh viên đại học Trung Quốc. Tạp chí quốc tế về hành vi, tâm lý và học tập quốc tế. 46; 2012 (2): 4 XN XNX.
  227. KHAI THÁC. Caldwell LL, Smith EA. Hành vi sức khỏe của thanh niên xa lánh giải trí. Loisir et Société / Xã hội và Giải trí. 47; 1995 (18): 1 XN XNX.
  228. KHAI THÁC. Biolcati R, Passini S, Mancini G. Hiện tại tôi không thể chịu đựng được sự nhàm chán. Kỳ vọng uống rượu say sưa ở tuổi thiếu niên. Báo cáo hành vi gây nghiện. 48; 2016 (Bổ sung C): 3 tầm 70. pmid: 6
  229. KHAI THÁC. Blaszczynski A, McConaghy N, Frankova A. Sự nhàm chán rõ rệt trong cờ bạc bệnh lý. Báo cáo tâm lý. 49; 1990 (67): 1 XN XNX. Epub 35 / 42 / 1990. pmid: 08.
  230. KHAI THÁC. Fortune EE, Goodie NHƯ. Mối quan hệ giữa cờ bạc bệnh lý và tìm kiếm cảm giác: Vai trò của điểm số dưới mức. Tạp chí nghiên cứu đánh bạc. 50; 2010 (26): 3 XN XNX. pmid: 331.
  231. KHAI THÁC. Zuckerman M, Eysenck S, Eysenck HJ. Tìm kiếm cảm giác ở Anh và Mỹ: So sánh đa văn hóa, tuổi tác và giới tính. Tạp chí tư vấn và tâm lý học lâm sàng. 51; 1978 (46): 1 XN XNX. Epub 139 / 49 / 1978. pmid: 02.
  232. KHAI THÁC. Neubaum G, Krämer NC. Bạn bè của tôi ngay bên cạnh tôi: Một cuộc điều tra trong phòng thí nghiệm về các dự đoán và hậu quả của việc trải nghiệm sự gần gũi xã hội trên các trang mạng xã hội. Tâm lý học, hành vi và mạng xã hội. 52; 2015 (18): 8 XN XNX. pmid: 443
  233. KHAI THÁC. Lâm CH, Yu SF. Sử dụng Internet vị thành niên ở Đài Loan: Khám phá sự khác biệt giới tính. Vị thành niên. 53; 2008 (43): 170 XN XNX. pmid: 317.
  234. KHAI THÁC. Rahmani S, Lavasani MG. Mối quan hệ giữa sự phụ thuộc Internet với tìm kiếm cảm giác và tính cách. Thủ tục khoa học xã hội và hành vi. 54; 2011 (Bổ sung C): 30 tầm 272.
  235. 55. Chaney MP, Chang CY. Một bộ ba rắc rối đối với những người đàn ông nghiện tình dục Internet có quan hệ tình dục đồng giới: Dễ bị nhàm chán, kết nối xã hội và phân ly. Nghiện Tình dục & Bắt buộc. 2005; 12 (1): 3–18.
  236. KHAI THÁC. Velezmoro R, Lacefield K, Roberti JW. Căng thẳng cảm nhận, tìm kiếm cảm giác và lạm dụng Internet của sinh viên đại học. Máy tính trong hành vi của con người. 56; 2010 (26): 6 XN XNX.
  237. KHAI THÁC. Weybright EH, Caldwell LL, Ram N, Smith EA, Wegner L. Chán nản hay không có gì để làm? Phân biệt giữa sự nhàm chán của tiểu bang và đặc điểm và mối liên hệ của nó với việc sử dụng chất gây nghiện ở thanh thiếu niên Nam Phi. Khoa học giải trí. 57; 2015 (37): 4 XN XNX. pmid: 311.
  238. KHAI THÁC. Pawlikowski M, Altstötter-Gleich C, Brand M. Xác nhận và thuộc tính tâm lý của một phiên bản ngắn của Thử nghiệm nghiện Internet của Young. Máy tính trong hành vi của con người. 58; 2013: 29 tầm 1212.
  239. KHAI THÁC. Trotzke P, Starcke K, Pedersen A, Brand M. Cue gây ra sự thèm muốn trong mua bệnh lý: Bằng chứng thực nghiệm và ý nghĩa lâm sàng. Thuốc tâm lý. 59; 2014 (76): 9 XN XNX. pmid: 694.
  240. KHAI THÁC. Yêu A, James D, Willner P. Một so sánh về hai câu hỏi thèm rượu. Nghiện (Abingdon, Anh). 60; 1998 (93): 7 XN XNX.
  241. KHAI THÁC. Struk AA, Carriere JS, Cheyne JA, Danckert J. Một thang đo ngắn gọn nhàm chán. Thẩm định, lượng định, đánh giá. 61; 2015 (24): 3 XN XNX. pmid: 346.
  242. KHAI THÁC. Cohen J. Phân tích sức mạnh thống kê cho các ngành khoa học hành vi. 62 ed. Hillsdale, NJ: Erlbaum; KHAI THÁC.
  243. 63. Muthén L, Muthén B. MPlus. Los Angeles: Muthén & Muthén; 2011.
  244. KHAI THÁC. Hu L, Bentler PM. Đánh giá mô hình phù hợp. Trong: Hoyle RH, biên tập viên. Mô hình cấu trúc phương trình khái niệm các vấn đề và ứng dụng. Luân Đôn: Ấn phẩm hiền triết, Inc; KHAI THÁC. tr. 64 tầm 1995.
  245. KHAI THÁC. Hu L, Bentler PM. Tiêu chí cắt cho các chỉ số phù hợp trong phân tích cấu trúc hiệp phương sai: tiêu chí thông thường so với các lựa chọn thay thế mới. Mô hình hóa phương trình cấu trúc: Một tạp chí đa ngành. 65; 1999: 6 tầm 1.
  246. KHAI THÁC. Marsh HW, Ludtke O, Nagengast B, Morin AJ, Von Davier M. Tại sao các bưu kiện vật phẩm (hầu như) không bao giờ phù hợp: Hai sai lầm không tạo ra một lỗi chính tả ngụy trang với các bưu kiện vật phẩm trong các mô hình CFA. Phương pháp tâm lý. 66; 2013 (18): 3 XN XNX. pmid: 257.
  247. KHAI THÁC. Little TD, Cickyham WA, Shahar G, Widaman KF. Để bưu kiện hoặc không bưu kiện: Khám phá câu hỏi, cân nhắc công đức. Mô hình hóa phương trình cấu trúc: Một tạp chí đa ngành. 67; 2002 (9): 2 XN XNX.
  248. KHAI THÁC. Bạn bè J, Vodanovich SJ. Sự nhàm chán rõ rệt: Mối quan hệ của nó với các triệu chứng tâm lý và sức khỏe. Tạp chí tâm lý học lâm sàng. 68; 2000 (56): 1 XN XNX. Epub 149 / 55 / 2000. pmid: 02.
  249. KHAI THÁC. Gordon A, Wilkinson R, McGown A, Jovanoska S. Các thuộc tính tâm lý của Thang đo Độ nhàm chán của Boredom: Một kiểm tra về tính hợp lệ của nó. Nghiên cứu tâm lý. 69; 1997 (42 ĐẦU 2): 3 XN 85.
  250. KHAI THÁC. Derogatis LR. BSI Tóm tắt triệu chứng hàng tồn kho: Quản trị, ghi điểm và hướng dẫn thủ tục. KHAI THÁC. Epub Thứ ba Chỉnh sửa.
  251. KHAI THÁC. Dimitrov DM. So sánh các nhóm về các biến tiềm ẩn: Một cách tiếp cận mô hình hóa phương trình cấu trúc. Công việc (Đọc, Thánh lễ). 71; 2006 (26): 4 XN XNX. Epub 429 / 36 / 2006. pmid: 06.
  252. KHAI THÁC. Montag C, Markowetz A, Blaszkiewicz K, Andone I, Lachmann B, Sariyska R, et al. Sử dụng Facebook trên điện thoại thông minh và khối lượng chất xám của hạt nhân accumbens. Nghiên cứu não hành vi. 72; 2017: 329 tầm 221. pmid: 8.
  253. KHAI THÁC. Ko CH, Liu GC, Yen JY, Chen CY, Yen CF, Chen CS. Não tương quan với sự thèm muốn chơi game trực tuyến dưới sự tiếp xúc cue trong các đối tượng nghiện Internet và trong các đối tượng chuyển tiền. Nghiện sinh học. 73; 2013: 18 tầm 559. pmid: 69
  254. KHAI THÁC. Ko CH, Liu GC, Yen JY, Yen CF, Chen CS, Lin WC. Các kích hoạt não cho cả ham muốn chơi game do cue gây ra và thèm hút thuốc giữa các đối tượng hôn mê với nghiện chơi game Internet và phụ thuộc vào nicotine. Tạp chí nghiên cứu tâm thần. 74; 2013 (47): 4 XN XNX. pmid: 486
  255. KHAI THÁC. Turel O, Bechara A. Ảnh hưởng của sự bốc đồng vận động và chất lượng giấc ngủ đối với việc chửi thề, hành vi lệch lạc và bất lợi giữa các cá nhân trên các trang mạng xã hội trực tuyến. Sự khác biệt về tính cách và cá nhân. 75; 2017: 108 tầm 91.
  256. 76. Ben-Yehuda L, Greenberg L, Weinstein A. Nghiện Internet do sử dụng điện thoại thông minh có mối quan hệ giữa chứng nghiện Internet, tần suất sử dụng điện thoại thông minh và sự nhìn chằm chằm vào tâm trí của nam và nữ sinh. Tạp chí về Hội chứng Thiếu phần thưởng & Khoa học Nghiện. 2016.
  257. KHAI THÁC. MP MP, Ladner J, Grudai S, Richard L, Villet H, Dechelotte P. Tỷ lệ và mối liên quan của căng thẳng nhận thức, sử dụng chất gây nghiện và nghiện hành vi: Một nghiên cứu cắt ngang giữa các sinh viên đại học ở Pháp, 77 XN XNX. BMC y tế công cộng. 2009; 2011: 2013. pmid: 13.