Психометричні властивості масштабу залежностей від ігор 7 між французькими та німецькими дорослими (2016)

 

абстрактний

фон

Шкала гри з пристрастю до гри 7 (GAS) використовується для екранування захоплюючого використання гри. Обидва крос-лінгвістичні перевірки і перевірки на французькій і німецькій мовах необхідні для дорослих зразків. Мета дослідження - оцінити факторну структуру французької та німецької версій ГАЗ серед дорослих.

Методи

Два зразки чоловіків з французької мови (N = 3318) та німецької (N =  2665) мовні області Швейцарії були оцінені за допомогою GAS, Основного опису депресії (MDI), шкали коротких сенсацій та Анкети Цукермана-Кульмана (ZKPQ-50-cc). Вони також були оцінені за вживання конопель та алкоголю.

Результати

Внутрішня узгодженість шкали була задовільною (Cronbach α = 0.85). У обох зразках було знайдено однофакторний розчин. Було виявлено невеликі і позитивні асоціації між показниками ГАЗ та МДІ, а також субшкалами нейротики-тривоги та агресії-ворожнечі ZKPQ-50-cc. Було виявлено невелику негативну асоціацію з субкалою ZKPQ-50-cc Sociability.

Висновок

ГАЗ, у французькій та німецькій версіях, підходить для оцінки залежностей між дорослими.

Електронний додатковий матеріал

Інтернет версія цієї статті (doi: 10.1186 / s12888-016-0836-3) містить додатковий матеріал, який доступний авторизованим користувачам.

Ключові слова: Інтернет-залежність, розлад інтернет-ігор, гра масштабів наркоманії

фон

Розширення Інтернету відбувається з численними перевагами, включаючи його використання для комерційних, соціальних, психологічних, академічних і медичних цілей [-]. Проте виникають серйозні побоювання, пов'язані з можливими залежностями від Інтернету та Інтернет-ігор [-]. Зокрема, онлайн-ігри привернули увагу до їх можливих посилань на залежні моделі використання в підмножині користувачів [-]. Ряд досліджень повідомляє про важливі зв'язки між інтернет-пристрастями або психіатричними конструкціями чи розладами], наприклад, депресія [-], тривожні розлади [, ], синдром дефіциту уваги [, ], самотність [-], інтроверсія, невротизм, імпульсивність [, , , -], а також порушення зловживання наркотичними речовинами []. Крім того, надмірне використання Інтернету пов'язане з сімейними та соціальними проблемами [, ].

Розлад ігор в Інтернеті »(IGD) [] був введений в розділ 3 DSM-5 як умова, що вимагає більше клінічних досліджень і досвіду, перш ніж вона може розглядатися для включення як формальний розлад. DSM-5 припускає, що IGD може посилатися на постійне і періодичне використання ігор в Інтернеті, пов'язаних з лихами або порушеннями протягом мінімального періоду 12-місяця.

Зазвичай повідомлялося, що симптоми розладу інтернет-ігор включають стійке занепокоєння Ігровими Іграми, труднощі контролю або скорочення часу, витраченого на ігри, негативні наслідки втрати контролю (обман іншим, конфлікт, соціальна ізоляція і втому, втрачені відносини або можливості) ), втрата інтересу до інших видів діяльності, використання ігор в Інтернеті, щоб уникнути або позбутися дисфоричного настрою, зняття та терпимості [-].

З моменту появи концепції інтернет-залежності] і розлад ігор в Інтернеті, розроблено ряд психометричних заходів [, -]. Масштаб гри на прикладі гри 7 (GAS) є однією з таких коротких показників. Ця шкала була спеціально розроблена Lemmens et al. оцінювати ігри серед підлітків [] і концептуально базувався на критеріях патологічної азартної гри в четвертому виданні DSM (DSM-IV). Кожному пункту ГАЗ передує вислів «За останні шість місяців, як часто…» і оцінюється за шкалою Лікерта 5 (1 = ніколи, 2 = рідко, 3 = іноді, 4 = часто, і 5 = = дуже часто). Lemmens et al. [] запропонували два формати для оцінки наявності ігрової залежності: монетичний формат (всі елементи, що забивають вище 3) і політичний формат (принаймні половина пунктів, що оцінюють 3 або вище). Він висунув гіпотезу, що монетичний формат призведе до кращої оцінки поширеності звикання, ніж політичний формат [].

Було знайдено хороші кореляції між оцінками ГАЗ та щотижневим часом, що витрачається на ігри. Крім того, оцінки співвідносяться з рядом конструкцій, раніше пов'язаних з ігровими залежностями, такими як зниження рівня задоволеності життям, зниження соціальної компетентності, вищої самотності та вищої агресії []. Більш високі бали GAS були пов'язані з упередженим зміщенням і більшою кількістю помилок у пригніченні відповіді, пов'язаних з ігровими сигналами []. Отримані результати відповідають численним дослідженням, що пов'язують імпульсивність і специфічну реактивність київ з іншими поведінками, що викликають звикання.-], Інтернет-залежність [, або розлади, пов'язані з азартними іграми]. Факторний аналіз показав, що ГАЗ був одновимірним [, ]. У порівнянні з іншими шкалами, ГАЗ має краще покриття критеріїв IGD в DSM-5 [] (див. також табл 1).

Таблиця 1 

ГАЗ і його узгодження з DSM-5 запропонували критерії для інтернет-розладів ігор

Дивно, але психометричні характеристики шкали не були зареєстровані серед молодих дорослих, незважаючи на широке поширення ігор у цій популяції [], особливо серед молодих чоловіків [].

Основною метою даного дослідження було вивчення психометричних властивостей ГСНСХ-елементу ГАС у молодих дорослих чоловіків. Другою метою дослідження було провести перехресну перевірку двох зразків з різних лінгвістичних регіонів Швейцарії - французької та німецької мови - і оцінити інваріантність або властивість еквівалентності ГАЗ у цих двох мовних групах.

Методи

Учасники та процедура

Дані, які використовувалися в цьому дослідженні, походять з лонгитюдного дослідження, призначеного для оцінки використання речовини та гри серед молодих швейцарців: Когортне дослідження факторів ризику вживання речовин (C-SURF).

Дослідження, яке було опубліковано з C-SURF-протоколу дослідження 15 / 07, було затверджено Комітетом з клінічних досліджень Медичного коледжу Лозаннського університету.

Всі учасники дали свою письмову інформовану згоду на участь у дослідженні.

Учасників набирали у серпні 2010 року - листопаді 2011 року у трьох із шести центрів вербування національної армії. Один із центрів розташований у Лозанні (франкомовна область), а інші два - у Віндіші та Мельсі (німецькомовна зона). Центри рекрутингу охоплюють усі швейцарські франкомовні кантони та 21 з 26 кантонів Швейцарії. Військовий призов у ​​Швейцарії є обов’язковим, і тому практично всі молоді чоловіки відповідних кантонів, яким виповнилося близько 20 років, мали право брати участь у дослідженні C-SURF.

Протягом періоду набору для дослідження 15,074 1,829 чоловіки звітувались у центрах набору. З цих потенційних учасників 12.1 (XNUMX%) ніколи не були проінформовані про C-SURF (коротка хвороба на час призначення, не інформовані про дослідження військовим персоналом), або були випадковим чином відібрані в інше триваюче дослідження, яке називається CH-X []. CH-X - це повторне опитування в поперечному перерізі, яке має фіксований та обов’язковий графік 90 хв у рамках процедур набору. Отже, зазвичай участь у CH-X не заважала нашим процедурам зарахування, які мали місце до початку армійських процедур. Однак у ряді випадків учасники вже пішли заповнювати анкети CH-X, перш ніж ми змогли повідомити їх про наше дослідження. Оскільки ми обіцяли не втручатися в армійські процедури, ми не змогли зв’язатися з деякими з них. Наскільки нам відомо, ми не можемо побачити жодних систематичних упереджень, які могли викликати ці нечисленні люди, з якими не контактували через вимоги СН-Х. Ці чоловіки не звітували перед дослідницьким персоналом і не могли бути включені. З 13,245 87.9 (7,563%) чоловіків, які були проінформовані про дослідження, 57.1 (10%) дали свою письмову згоду на участь. На жаль, ми не маємо інформації про мотиви відмови. Однією з причин може бути те, що підписання свого роду контракту на тривале дослідження (C-SURF планується на XNUMX років) може стримувати деяких людей. Порівняння учасників і учасників, які не приймають участь [] виявив, що особи, які не приймають участь, частіше споживають речовини, ніж учасники, але відмінності часто бувають незначними, а іноді і в протилежному напрямку (наприклад, учасники, які приймають участь, частіше споживають алкоголь, ніж ті, хто не приймає участь). Центри рекрутування використовувались лише для зарахування учасників; анкети розсилали на приватні адреси та забезпечували конфіденційність, особливо щодо армії. Остаточну загальну кількість 5,990 (79.2%) учасників заповнили базову анкету. З цього числа 3,320 були французькомовними та 2,670 - німецькомовними.

інструменти

Масштаб залежності від гри (GAS)

Англійська версія шкали була перекладена і перекладена на французьку та німецьку мови. Вступне висловлювання для предметів шкали чітко спрямовувало учасників відповіді щодо їх використання: «Тепер нам цікаво дізнатися, скільки часу ви витратили на ігри. Це включає в себе cybergames в Інтернеті або ігри на консолі ”(Додатковий файл 1).

У відповідності з гіпотезою Леммена і співавт. [], ті, хто забивав «іноді» або більше по всіх семи пунктах, були визначені як монетичні гравці («патологічні ігри»), і ті, хто набрав «іноді» або більше, принаймні на половині пунктів (від чотирьох до шести з семи пунктів) були визначені як політичні геймери (надмірне ігрове).

У початковому дослідженні перевірки було повідомлено про високу надійність для масштабу гри з пристрастю до гри з Cronbach alpha від .82 до .87].

Основні запаси депресії (MDI)

MDI використовувався для визначення рівня депресії за останні два тижні, ]. Це опитувальник самостійного звіту. Була використана шкала з шести балів від "ніколи" (0) до "весь час" (5), і було обчислено загальний бал. MDI також може бути використаний як діагностичний інструмент з алгоритмами, що ведуть до DSM-IV або до Міжнародної класифікації психічних і поведінкових розладів (ICD-10) категорій без депресії, легкої до помірної депресії і важкої депресії.

Попередні дослідження щодо інвентаризації великої депресії свідчать про те, що MDI має хорошу надійність і внутрішню консистенцію (альфа-коефіцієнт Кронбаха: до 0.94), а також хороша чутливість, специфічність і обґрунтованість як одновимірної шкали тяжкості депресії з адекватними відсіками., , ].

Коротка шкала шукачів відчуттів (BSSS)

BSSS [] є шкалою з восьми пунктів, кожна з яких зафіксована за п'ятибальною шкалою від "не згоден" (1) до "повністю згодна" (5). BSSS включає наступні виміри: пригода, нудьга, розгальмування і пошуки досвіду. Загальний бал раніше був пов'язаний з ризиком вживання наркотиків у вибірці підлітків [].

Раніше повідомлялося про відповідну внутрішню послідовність BSSS (альфа-коефіцієнт Кронбаха: 0.74) [].

Анкета особистості Цукермана-Кюльмана (ZKPQ-50-cc)

ZKPQ-50-cc оцінює різні аспекти особистості []. Три субшкали, кожна з яких складається з елементів 10, використовувалися для оцінки нейротизму / тривоги, комунікабельності та агресії / ворожості. Учасники зазначили, чи погоджувалися вони або не погоджувалися з кожною заявою. Середній бал був розрахований для кожної субкали. Інші дослідження показали внесок невротизму / тривожності та агресії / ворожості до інтернет-залежності]. ZKPQ-50-cc показав задовільні психометричні та крос-культурні властивості, включаючи достатню надійність у субсхемах і країнах (альфа-коефіцієнт Кронбаха до 0.70) [].

Анкети щодо вживання речовин

Використання алкоголю оцінювалося в 12-місячних часових рамках (табл 2). Відповідно, розраховували частоту випивання (шість стандартних напоїв або більше за один раз) і дні пиття протягом тижня (з понеділка по четвер). Вік виникнення алкогольного сп'яніння (перший епізод вживання алкоголю) також оцінювався відповідно до Проекту європейської школи з дослідження алкоголю та інших наркотиків []. Вживання конопель оцінювали шляхом запитання про наступне: вік початку вживання конопель, вік першого “високого” рівня конопель, вживання конопель та частота вживання протягом останніх 12 місяців.

Таблиця 2 

Характеристики учасників

Статистичний аналіз

У цьому дослідженні ми використовували програмні програми SPSS 18.0 і AMOS 19.0 (Аналіз структур моментів; SPSS Inc., Чикаго, IL). По-перше, було розраховано описову статистику для характеристик учасників. Внутрішня узгодженість, тобто ступінь взаємозв'язку елементів ГАЗ, потім вимірювалася за допомогою коефіцієнта Кронбаха. Streiner і Norman [] припускають, що альфа буде вище 0.70, але не набагато вище, ніж 0.90.

Далі, дослідницький факторний аналіз (EFAs) був використаний для оцінки факторної стабільності шкали, підтвердженої Lemmens та іншими []. Число факторів було витягнуто з мінімальним середнім частковим (MAP) тестом, проведеним на кореляційній матриці []. Потім це число було підтверджено через паралельні аналізи. У паралельному аналізі основна увага приділяється кількості компонентів, які враховують більшу дисперсію, ніж компоненти, отримані з випадкових даних, тоді як в тесті MAP основна увага приділяється відносним кількостям систематичної і безсистемної дисперсії, що залишається в кореляційній матриці після вилучення. збільшення кількості компонентів [].

Незважаючи на те, що ОДВ є більш придатним для новостворених анкет, не рідко також використовувати його в процесі редикалізації, коли дані збираються з іншого зразка або іншої популяції. Використання ОДВ полягало в тому, щоб оцінити стабільність факторів у двох мовних регіонах, оскільки це є основною передумовою для подальшого дослідження еквівалентності інструменту між різними підгрупами.

Для визначення мультигруппової інваріантності ми використовували процедуру, описану в моделюванні структурних рівнянь (SEM) після роботи Jöreskog []. При тестуванні групової еквівалентності прийнято використовувати моделі підтверджувального факторного аналізу (CFA), метод серед загального класу SEM. Залежно від питання дослідження, пошук групової еквівалентності може означати ряд тестів, які виконуються в наступному обмежувальному порядку: конфігураційна еквівалентність, еквівалентність вимірювань і структурна еквівалентність. Тестування конфігураційної інваріантності фокусується на тій мірі, до якої кількість факторів і закономірностей їх структури однакові між групами. Варто зазначити, однак, що визначення відповідної базової моделі потрібно для кожної групи окремо, на якій виведена конфігураційна модель. З іншого боку, в тестуванні для вимірювання та структурної інваріантності інтерес зосереджується більш конкретно на тій мірі, до якої параметри вимірювання та структурні компоненти моделі є еквівалентними по групах [, ]. Враховуючи те, що наші дослідницькі питання стосуються еквівалентності вимірювань між групами, статистичний аналіз зосереджується на конфігураційній інваріантності та інваріантності факторних навантажень у двох мовних регіонах.

Оцінка відповідності моделі

Достовірність пристосування моделей розглядається через різні індекси, як описано нижче].

  1. Команда χ2 до ступеня свободи (χ2/ df). Кілька дослідників рекомендували використовувати це співвідношення як міру придатності для подолання проблем, пов'язаних з χ2 тест статистики. Ці проблеми включають, серед іншого, порушення припущень, складність моделі та залежність від розміру вибірки. Коефіцієнти настільки низькі, як 2, здається, свідчать про розумну придатність.
  2. Індекс порівняльної придатності (CFI). CFI варіюється від 0 до 1, причому більш високі значення вказують на краще пристосування. Емпіричне правило полягає в тому, що значення, що перевищують 0.95, можна інтерпретувати як гарне пристосування, тоді як значення між 0.90 і 0.95 вказують на прийнятну придатність щодо моделі незалежності.
  3. Середньоквадратична помилка наближення (RMSEA). Це показник приблизної придатності популяції, і, отже, стосується невідповідності, спричиненої наближенням. RMSEA обмежений нижче 0. Значення RMSEA менше або дорівнюють 0.05 можна вважати хорошим припасом, між 0.05 і 0.08 прийнятним припасом і більше 0.8 посереднім припасом, тоді як значення> 0.10 не є прийнятними.

Зміни у статистиці відповідності також були досліджені для виявлення відмінностей у різних моделях. Значна різниця в Росії χ2 Значення між вкладеними моделями означає, що всі обмеження рівності не виконуються по групах.

Графічне представлення позицій ГАЗ, виміряних за порядковою шкалою, показує, що припущення про нормальність не є надійним. Як наслідок, асимптотично вільна від розподілу оцінка замість оцінки максимальної правдоподібності є хорошою стратегією для розміщення нестандартно розподілених даних в аналізі SEM.

Нарешті, було досліджено одночасну валідність, пов'язуючи загальний бал ГАЗ з оцінками MDI []; BSSS []; і підгрупи невротизму-тривожності, комунікабельності та агресії-ворожнечі ZKPQ-50-cc []. Ми також вивчили силу об'єднання шкали з іншими заходами, пов'язаними з вживанням алкоголю та каннабісу. Згідно з правилом Коена, будь-яка кореляція, більша за 0.5, велика, від 0.5-0.3 є помірною, від 03 – 0.1 мала, а менше 0.1 - тривіальна [].

Відсутні значення

ГАЗ-відсутні значення були оброблені методом гарячого декальту, в якому кожне відсутнє значення замінювалося спостережуваною відповіддю від аналогічної одиниці щодо характеристик, що спостерігаються в обох випадках []. У нашому дослідженні BSSS було обрано як "змінну палуби", оскільки вона містить мало або не має відсутніх даних []. Ми використовували макрос гальмування гарячих колод для користувачів SPSS Т. van der Weegen, який можна завантажити з наступного веб-сайту: http://www.spsstools.net/SampleSyntax.htm.

Міркування розміру вибірки

Розмір вибірки відіграє важливу роль у забезпеченні об'єктивних оцінок параметрів і точної інформації про відповідність моделі. Слідом за Бентлером і Чоу [], який рекомендував, щонайменше, відношення 5: 1 суб'єктів до змінних для нормального та еліптичного розподілів. Однак для категоріальних або не нормально розподілених змінних, як це має місце, потрібні великі вибірки, ніж для безперервних або нормально розподілених змінних. Рекомендовано співвідношення щонайменше предметів 10 на змінну для цього типу розподілу []. Зразок в даному дослідженні відповідає цій вимозі.

Результати

З оригінальних 5,990 спостережень, спочатку записаних, дані GAS відсутні для 42 учасників (0.7%). Застосування методу гарячої деки успішно імпутувало дані для 35 з них, все ще залишаючи 7 випадків неповними. Потім було проаналізовано остаточний обсяг вибірки в 5,983 респондента (3,318, франкомовних та 2,665 німецькомовних). Середній вік учасників становив 20.0 років (SD = 1.2). З цієї остаточної вибірки 10.6% французів та 8.1% німецьких респондентів були класифіковані як користувачі політетики, тоді як 2.3% респондентів у кожній групі були класифіковані як монотетичні користувачі. Характеристики кожного мовного регіону представлені в табл 2.

Французька громада

Внутрішня узгодженість ГАЗу була хороша, що відображено в коефіцієнті Кронбаха 0.86. EFA за допомогою тесту MAP у Velicer запропонував однофакторне рішення. Цей висновок успішно підтверджено паралельним аналізом. Цю однофакторну модель потім оцінювали в CFA з AMOS. Керуючись індексами модифікації та незвичайними стандартизованими залишками, які пропонували кореляцію шести дисперсій помилки, ми встановили добре підібрану модель, яка демонструвала хорошу придатність щодо моделі незалежності (χ2/ df = 2.6, CFI = 0.99, RMSEA = 0.02).

Німецькомовна спільнота

Внутрішня узгодженість шкали була задовільною (Cronbach α = 0.85). Однофакторне рішення також було знайдено в ЕФК за допомогою MAP Velicer і було підтверджено паралельним аналізом. Така ж модель, що використовувалася для оцінки франкомовної групи, була застосована до німецькомовної групи. Ця модель виконувалася більш погано, але все ще давала прийнятні значення відповідності (χ2/ df = 5.9, CFI = 0.94, RMSEA = 0.04).

Багатогруповий аналіз

Тестування на конфігураційну еквівалентність

Визначивши добре підходящу модель для кожної групи окремо, ми перевірили конфігураційну еквівалентність, в якій ті ж параметри були знову оцінені в багатогруповій моделі. Іншими словами, параметри оцінювалися для обох груп одночасно. Результати, пов'язані з цією багатогруповою моделлю, виявили a χ2 значення 91.53 з 17 ступенями свободи. Значення CFI і RMSEA були відповідно 0.97 і 0.02, забезпечуючи прийнятну придатність. Ці значення є базовими значеннями, з якими порівнювалися всі наступні випробування інваріантності.

Тестування для еквівалентності вимірювання фактора

Модель з усіма навантаженнями (факторні навантаження за групами відображаються в табл 3) обмежувалися рівноправністю між групами. Статистичні дані про придатність, що стосуються цієї обмеженої двогрупової моделі, представлені в табл 4 (другий запис). У тестуванні інваріантності цієї обмеженої моделі ми порівнювали її χ2 значення 114.59 з 23 ступенями свободи з такою для необмеженої моделі (χ2(17) = 91.53). Це порівняння дало a χ2 різниця (Δχ2) 23.06 з 6 ступенями свободи, що є статистично значущим (p =  0.001). Отже, обмеження рівності для всіх факторних навантажень було відкинуто. Враховуючи відмову від повної факторіальної інваріантності, ми перейшли до перевірки, які фактори навантаження були різними. Оскільки було виявлено, що параметри факторного навантаження інваріантні щодо груп, їх задані обмеження рівності зберігались кумулятивно протягом усього решти процесу тестування інваріантності []. По-перше, обмеження факторних навантажень елемента толерантності, рівних між групами, дало незначні результати, що свідчить про їх рівність. Для цілей ідентифікації завантаження для елемента Salience вже було обмежено, щоб прийняти значення 1 в обох групах. Далі, утримання цього обмеження рівності та додавання обмеження рівності для модифікації настрою все ще призводило до незначущості χ2 значення. Це продовжувалося до тих пір, поки ми не дістали Зняття, де було значним χ2 результати запропонували нерівність між двома групами. Тести були повторені для конфлікту та проблем, які знову були незначними. Детальна процедура наведена в табл 4. Було встановлено, що всі спостережувані заходи, крім вилучення, діють еквівалентно для обох мовних регіонів.

Таблиця 3 

Факторні навантаження та заходи придатності
Таблиця 4 

Короткий виклад статистики доброти для тестів інваріантності між лінгвістичними групами

Кореляційний аналіз у франкомовній громаді

Кореляційний аналіз використовувався для дослідження одночасної дії між ГАЗ та іншими подібними конструкціями. Як показано в табл 5, асоціація ГАС з загальною оцінкою МДІ та з субкалою тривожності ZKPQ-50-cc була невелика (ρ = 0.27 та ρ = 0.24, відповідно), а асоціація ГАС з субкалою ZKPQ-50-cc Sociability була невеликою і негативний (ρ = −0.20). Кореляції з іншими оцінками були визнані тривіальними.

Таблиця 5 

Співвідношення ГАЗ та інших конструкцій у франкомовній громаді (серед Фра)

Кореляційний аналіз у німецькомовному співтоваристві

Як показано в табл 6, асоціація ГАС з МДІ і з подкапой тривоги ZKPQ-50-cc мала (ρ = 0.24 та ρ = 0.23). Ця асоціація була меншою з субскалою ZKPQ-50-cc Aggressivity (ρ = 0.15) та з субкалою Sociability (ρ = - 0.10).

Таблиця 6 

Співвідношення ГАЗ та інших конструкцій у німецькомовному співтоваристві

Обговорення

Дане дослідження вперше оцінило, наскільки нам відомо, психометричні характеристики ГАС 7-пункту серед репрезентативних зразків французьких і німецькомовних дорослих чоловіків.

Головний висновок полягає в тому, що однофакторна модель ГСНПП 7 має хороші психометричні властивості і добре вписується в обидва зразка. Результати відповідають ряду попередніх висновків [, ] і дозволяють їх поширювати на дорослих. [, ].

Крім того, було встановлено, що всі спостережувані заходи, крім вилучення, діють еквівалентно для обох мовних регіонів. Це підвищує міжмовну валідність шкали. Слабкість, пов'язана з елементом, пов'язаним з вилученням, може бути обумовлена ​​недостатньою точністю цього поняття, коли він застосовується до використання гри []. Це також може вказувати на міжгрупові відмінності в базовій конструкції. Однак ця гіпотеза не виконується, оскільки ці відмінності не відображені в величині коефіцієнтів навантажень, значення яких подібні (0.65 проти 0.71). Розбіжності між французьким і німецьким перекладом цього пов'язаного пункту можуть пояснити цю різницю. Проте після обговорення цього питання з двомовними особистостями ми не можемо знайти великих розбіжностей у значенні використаних слів. Хоча це найбільша різниця в навантаженнях факторів, вона залишається граничною порівняно з іншими (0.06 в абсолютному значенні). Отже, єдиним правдоподібним поясненням є те, що статистична значимість χ2 спостережувана статистика, ймовірно, викликана великим розміром вибірки майже окремих осіб 6,000.

У відповідності до численних досліджень щодо використання гри та Інтернету [, , ], було виявлено зв'язок між депресивними симптомами та показниками ГАЗ. Крім того, була виявлена ​​невелика асоціація між оцінками ГАЗ і невротично-тривожним виміром, і субкалою агресії-ворожнечі ZKPQ-50-cc. Ці асоціації відповідають висновкам, що стосуються залежностей, пов'язаних із вживанням речовин, ] і знаходяться у відповідності з іншими дослідженнями, пов'язаними з Інтернетом або залежністю від ігор [, ]. Більше того, як і в інших дослідженнях [], була виявлена ​​негативна асоціація з субкалою Sociability. Це, здається, узгоджується з результатами інших досліджень, які показали зв'язок між самотністю та низькою соціальною компетентністю з пристрастю до гри [, ].

У цьому дослідженні не було виявлено зв'язку між оцінками ГАЗ та пошуками відчуття. Цей висновок суперечить результатам інших досліджень []. Деякі дослідники показали, що пошуки сенсацій пов'язані з екстраверсією []. Проте, ігрові та інтернет-залежність, схоже, більше пов'язані з інтроверсією, ніж з екстраверсією [], і тому ймовірно, що пошуки сенсацій тут не пов'язані з оцінками ГАЗ. Аналогічно, всупереч висновкам низки попередніх досліджень [, , , ], в даному дослідженні не вдалося показати зв'язок з вживанням алкоголю або конопель. Ці асоціації, можливо, опосередковані певною переважною онлайн-діяльністю і можуть відрізнятися від однієї діяльності до іншої.].

В цілому 2.3% учасників, класифікованих як монотетичні споживачі, та ще 9.5%, класифікованих як політетичні споживачі (надмірні користувачі), показники поширеності в цьому дослідженні порівнянні з показниками, виявленими у початковому дослідженні GAS [] та в ряді інших швейцарських та європейських досліджень [-]. Трохи нижче [, ] або більш високі показники поширеності, ], однак, повідомлялося в інших дослідженнях. Відмінності, ймовірно, є наслідком відмінностей у інструментах оцінки, дослідженої популяції, використання політетичної класифікації та запропонованих відключень [].

Дослідження має низку сильних сторін, таких як набір репрезентативної вибірки молодих чоловіків та високий рівень відповіді. Це є можливим перевагою з урахуванням упередженості самостійного вибору, описаного в онлайн-дослідженнях з набору персоналу []. Іншою важливою силою є включення двох різних і великих мовних зразків. Серед недоліків дослідження - відсутність жінок у цих зразках та відсутність супутньої оцінки конкретної ігрової діяльності учасників. Подальші дослідження ГАЗ можуть бути необхідні для оцінки різних ігор та інших поведінок, пов'язаних з Інтернетом.

Висновок

Газ 7-елемент представляється цікавим інструментом оцінки. Ця шкала, яка раніше використовувалася для підлітків, здається достатньою для дорослих зразків і має хороші психометричні властивості у французькій та німецькій версіях.

Затвердження етики та згода на участь

Поручне дослідження, видане з протоколу дослідження C-SURF № 15/07, було схвалено Комітетом з питань етики медичного факультету Університету Лозани. Усі учасники дали письмову інформовану згоду на участь у дослідженні.

Згода на публікацію

Не застосовується.

Наявність даних та матеріалів

Доступна на запит останнього автора Герхард Гмель: [захищено електронною поштою].

Подяки

Джерело фінансування.

Фінансування

Фінансування цього дослідження було надано Швейцарським національним науковим фондом (FN 33CSC0-122679 і FN 33CS30-139467).

Скорочення

BSSS коротка сенсація шукає масштаб
CFA підтверджуючий факторний аналіз
CFI індекс порівняльної придатності
C-SURF когортне дослідження факторів ризику використання речовин
DSM-IV діагностичне статистичне керівництво психічних розладів, четверте видання
EFA дослідницький факторний аналіз
ГАЗ гра масштабу наркоманії
МКБ-10 міжнародна класифікація психічних і поведінкових розладів
MAP мінімальний середній частковий тест velicer
MDI основний запас депресії
RMSEA середньоквадратична похибка апроксимації
SEM моделювання структурних рівнянь
ZKPQ-50-cc Анкета особистості Цукермана-Кюльмана
 

Додатковий файл

Додатковий файл 1:(73K, docx)

Переклад шкали ігрової залежності (DOCX 72 кб)

 

Виноски

 

Конфлікт інтересів

Автори заявляють, що вони не мають конкуруючих інтересів.

 

 

Вклади авторів

Г. Г. організував початкове розслідування і вніс значний внесок у розробку концептуальних і проектних робіт, YK, GG і DZ при розробці даної роботи і зробив значний внесок у концепцію дослідження. YK розробив рукопис. АК виконав статистичний аналіз і підготував рукопис. GG, SR, DZ, SA і GT сприяли розробці рукопису. GG, SR, DZ, SA та GT були залучені до перегляду рукопису критично для важливого інтелектуального задоволення. Всі автори були залучені до інтерпретації даних, складання та перегляду статті. Усі автори читали та затверджували остаточний рукопис.

 

Посилання

1. Родда С., Лубман Д.І., Даулінг Н.А. Веб-консультування для проблемних азартних ігор: вивчення мотивів та рекомендацій. J Med Internet Res. 2013 (15): e5. doi: 99 / jmir.10.2196. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed] [Крест Реф]
2. Пауелл Дж., Хамборг Т, Сталлард Н., Берлз А, Максорлі Дж, Беннетт К., Гріффітс К.М., Крістенсен Х. Ефективність веб-когнітивно-поведінкового інструменту для поліпшення психічного благополуччя в загальній популяції: рандомізоване контрольоване дослідження. J Med Internet Res. 2013 (15): e1. doi: 2 / jmir.10.2196. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed] [Крест Реф]
3. Bolier L, Haverman M, Kramer J, Westerhof GJ, Riper H, Walburg JA, Boon B, Bohlmeijer E. Інтервенційне втручання для сприяння розумовій підготовленості для дорослих з депресією: рандомізоване контрольоване дослідження. J Med Internet Res. 2013 (15): e9. doi: 200 / jmir.10.2196. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed] [Крест Реф]
4. Харріс І.М., Робертс Л.М. Дослідження використання та наслідків навмисних веб-сайтів із самостійними пошкодженнями: дослідження на основі Інтернету. J Med Internet Res. 2013 (15): e12. doi: 285 / jmir.10.2196. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed] [Крест Реф]
5. van Gaalen JL, Beerthuizen T, van der Meer V, van Reisen P, Redeljkheid GW, Snoeck-Stroband JB, Sont JK, Group SS. Довгострокові результати підтримки на базі Інтернет-менеджменту у дорослих з астмою: рандомізоване контрольоване дослідження. J Med Internet Res. 2013 (15): e9. doi: 188 / jmir.10.2196. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed] [Крест Реф]
6. Ramo DE, Prochaska JJ. Широке охоплення та цілеспрямований набір з використанням Facebook для онлайн-опитування молодих дорослих. J Med Internet Res. 2012 (14): e1. doi: 28 / jmir.10.2196. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed] [Крест Реф]
7. Morel V, Chatton A, Cochand S, Zullino D, Khazaal Y. Якість веб-інформації про біполярний розлад. J Вплив на розлад. 2008 (110): 3 – 265. doi: 269 / j.jad.10.1016. [PubMed] [Крест Реф]
8. Khazaal Y, Chatton A, Cochand S, Coquard O, Fernandez S, Khan R, Billieux J, Zullino D. Короткий запит, шість питань для оцінки доказового змісту веб-сайтів, пов'язаних зі здоров'ям. Пацієнт освітній рад. 2009. [PubMed]
9. Monney G, Penzenstadler L, Dupraz O, Еттер JF, Khazaal Y. mHealth додаток для користувачів канабісу: задоволеність і сприйнята корисність. Frontiers Psychiatry. 2015: 6: 120. doi: 10.3389 / fpsyt.2015.00120. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed] [Крест Реф]
10. Spada MM. Огляд проблемного використання Інтернету. Addict Behav. 2014 (39): 1 – 3. doi: 6 / j.addbeh.10.1016. [PubMed] [Крест Реф]
11. Ку C, Ваті Я, Лі ЦК, ОХ. Діти, залежні від Інтернету, та зусилля уряду Південної Кореї: випадок, пов'язаний з завантаженням таборів. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2011 (14): 6 – 391. doi: 394 / cyber.10.1089. [PubMed] [Крест Реф]
12. Kuss DJ, Griffiths MD, Karila L, Billieux J. Інтернет-залежність: систематичний огляд епідеміологічних досліджень за останнє десятиліття. Curr Pharm Des. 2014 (20): 25 – 4026. doi: 4052 / 10.2174. [PubMed] [Крест Реф]
13. Aboujaoude E. Проблемні використання Інтернету: огляд. Світова психіатрія. 2010 (9): 2 – 85. doi: 90 / j.10.1002-2051.tb5545.2010.x. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed] [Крест Реф]
14. Geisel O, Panneck P, Stickel A, Schneider M, Muller CA. Характеристики геймерів соціальної мережі: результати онлайн-опитування. Frontiers Psychiatry. 2015: 6: 69. doi: 10.3389 / fpsyt.2015.00069. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed] [Крест Реф]
15. Вей HT, Chen MH, Huang PC, Bai YM. Зв'язок між онлайн-іграми, соціальною фобією та депресією: опитування в Інтернеті. BMC Psychiatry. 2012: 12: 92. doi: 10.1186 / 1471-244X-12-92. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed] [Крест Реф]
16. Zanetta Dauriat F, Zermatten A, Billieux J, Торенс G, Bondolfi G, Zullino D, Khazaal Y. Мотивації грати спеціально передбачити надмірне участь в масових багатокористувацьких онлайн рольові ігри: свідчення з онлайн-опитування. Eur Addict Res. 2011 (17): 4 – 185. doi: 189 / 10.1159. [PubMed] [Крест Реф]
17. Billieux J, Chanal J, Khazaal Y, Rochat L, Gay P, Zullino D, Ван дер Лінден М. Психологічні предиктори проблемної участі в багатокористувацьких онлайнових рольових іграх: ілюстрація в прикладі чоловічих гравців у кіберкафе. Психопатологія. 2011 (44): 3 – 165. doi: 171 / 10.1159. [PubMed] [Крест Реф]
18. Billieux J, Thorens G, Khazaal Y, Zullino D, Achab S, Ван дер Лінден М. Проблемні залучення до онлайн-ігор: Кластерний аналітичний підхід. Поведінка людини. 2015: 43: 242 – 250. doi: 10.1016 / j.chb.2014.10.055. [Крест Реф]
19. Ho RC, Zhang MW, Tsang TY, Toh AH, Pan F, Lu Y, Cheng C, Yip PS, Lam LT, Lai CM, et al. Зв'язок між інтернет-залежністю і психіатричною коморбідністю: мета-аналіз. BMC Psychiatry. 2014: 14: 183. doi: 10.1186 / 1471-244X-14-183. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed] [Крест Реф]
20. te Wildt BT, Putzig I, Zedler, M, Ohlmeier. [Інтернет-залежність як симптом депресивних розладів настрою] Psychiatr Prax. 2007 (34): S3 – 318. doi: 322 / s-10.1055-2007. [PubMed] [Крест Реф]
21. Carli V, Durkee T, Wasserman D, Hadlaczky G, Despalins R, Kramarz E, Wasserman C, Sarchiapone M, Hoven CW, Brunner R, et al. Зв'язок між патологічним використанням Інтернету та коморбідною психопатологією: систематичний огляд. Психопатологія. 2013 (46): 1 – 1. doi: 13 / 10.1159. [PubMed] [Крест Реф]
22. Бренд M, Laier C, Young KS. Наркоманія в Інтернеті: стили, що стикаються, очікування та наслідки лікування. Границі психології. 2014: 5: 1256. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed]
23. Ахмаді J, Амірі А, Ганізаде А, Хадемалхоссейні М., Хадемалхоссейні Z, Голамі З, Шаріфян М. Поширеність наркоманії до Інтернету, комп'ютерні ігри, DVD, відео та її зв'язок із тривожністю та депресією у зразку студентів іранських старшокласників . Іранська J Psychiatry Behav Sciences. 2014 (8): 2 – 75. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed]
24. Dalbudak E, Evren C. Взаємозв'язок ступеня тяжкості інтернет-залежності з симптомами синдрому гіперактивності дефіциту уваги у студентів турецького університету; вплив на особистісні риси, депресію і тривогу. Compr психіатрії. 2014 (55): 3 – 497. doi: 503 / j.comppsych.10.1016. [PubMed] [Крест Реф]
25. Лемменс Ю.С., Валкенбург П.М., Пітер Дж. Психосоціальні причини і наслідки патологічних ігор. Поведінка людини. 2011 (27).
26. AJ VANR, Kuss DJ, Гріффітс М.Д., Коротший GW, Schoenmakers MT DVDM. (Спів-) виникнення проблемних ігор, використання субстанцій та психосоціальних проблем у підлітків. J Поведінкові залежності. 2014 (3): 3 – 157. doi: 165 / JBA.10.1556. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed] [Крест Реф]
27. van der Aa N, Overbeek G, Енгельс RC, Scholte RH, Meerkerk GJ, Ван ден Eijnden RJ. Щоденне та компульсивне використання Інтернету та благополуччя в підлітковому віці: модель діатез-стрес, заснована на п'яти великих рисах особистості. J Youth Adolesc. 2009 (38): 6 – 765. doi: 776 / s10.1007-10964-008-9298. [PubMed] [Крест Реф]
28. Цао Ф, Су Л, Лю Т, Гао X. Зв'язок між імпульсивністю і інтернет-залежністю у вибірці китайських підлітків. Європейська психіатрія. 2007 (22): 7 – 466. doi: 471 / j.eurpsy.10.1016. [PubMed] [Крест Реф]
29. Чой Ю.С., Парк С.М., Рох М.С., Лі Ю.І., Парк С.Б., Хван Дж.Й., Гвак А.Р., Юнг Г.І. Дисфункціональний гальмівний контроль і імпульсивність в інтернет-залежностях. Psychiatry Res. 2014 (215): 2 – 424. doi: 428 / j.psychres.10.1016. [PubMed] [Крест Реф]
30. Mok JY, Choi SW, Kim DJ, Choi JS, Lee J, Ahn H, Choi EJ, Song WY. Латентний клас аналізу на Інтернет і смартфон наркоманії в студентів. Лікування нейропсихіатричних захворювань. 2014: 10: 817 – 828. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed]
31. Muller KW, Beutel ME, Egloff B, Wolfling K. Дослідження факторів ризику розладу інтернет-ігор: Порівняння пацієнтів з захоплюючими іграми, патологічними гравцями та здоровим контролем щодо особистих рис Великої п'ятірки. Eur Addict Res. 2014 (20): 3 – 129. doi: 136 / 10.1159. [PubMed] [Крест Реф]
32. Heo J, Oh J, Subramanian SV, Кім Y, Kawachi I. Захоплююче користування Інтернетом серед корейських підлітків: Національне опитування. PLoS One. 2014 (9): e2. doi: 87819 / journal.pone.10.1371. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed] [Крест Реф]
33. Сенорманці О, Сенорманці Г, Гуцлу О, Конкан Р. Приєднання та функціонування сім'ї у пацієнтів з інтернет-залежністю. Ген Психіатрія. 2014 (36): 2 – 203. doi: 207 / j.genhosppsych.10.1016. [PubMed] [Крест Реф]
34. Lam LT, Peng ZW, Mai JC, Jing J. Фактори, пов'язані з інтернет-залежністю серед підлітків. Кіберпсихологія. 2009 (12): 5 – 551. doi: 555 / cpb.10.1089. [PubMed] [Крест Реф]
35. Petry NM, Rehbein F, Gentile DA, Lemmens JS, Rumpf HJ, Mossle T, Bischof G, Tao R, Fung DS, Borges G et al. Міжнародний консенсус щодо оцінки розладу інтернет-ігор за допомогою нового підходу DSM-5. Наркоманія. 2014. [PubMed]
36. Ko CH, Yen JY. Критерії для діагностики розладу інтернет-ігор від причинного онлайн-геймера. Наркоманія. 2014 (109): 9 – 1411. doi: 1412 / add.10.1111. [PubMed] [Крест Реф]
37. King DL, Haagsma MC, Delfabbro PH, Градісар М., Гріффітс М.Д. До консенсусного визначення патологічного відео-ігор: систематичний огляд інструментів психометричної оцінки. Clin Psychol Rev. 2013, 33 (3): 331 – 342. doi: 10.1016 / j.cpr.2013.01.002. [PubMed] [Крест Реф]
38. Петрі Н.М., Ребейн F, Ко CH, O'Brien CP. Безлад Інтернет-ігор в DSM-5. Curr Psychiatry Rep. 2015, 17 (9): 72. doi: 10.1007 / s11920-015-0610-0. [PubMed] [Крест Реф]
39. Молодий КС. Дослідження і суперечки навколо інтернет-залежностей. Поведінка кіберпсихології. 1999 (2): 5 – 381. doi: 383 / cpb.10.1089. [PubMed] [Крест Реф]
40. Деметрович З, Урбан Р, Нагигьоргі К, Фаркаш Дж., Гріффітс М.Д., Папай О, Коконьєй Г., Фельвінці К, Олах А. Розробка Проблемного опитувального онлайн-ігор (POGQ) PLoS One. 2012 (7): e5. doi: 36417 / journal.pone.10.1371. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed] [Крест Реф]
41. Лорті CL, Guitton MJ. Інструменти оцінки залежності від Інтернету: розмірна структура та методологічний статус. Наркоманія. 2013 (108): 7 – 1207. doi: 1216 / add.10.1111. [PubMed] [Крест Реф]
42. Khazaal Y, Achab S, Billieux J, Торенс G, Zullino D, Dufour М, Ротен С. Фактор Структура тесту інтернет-наркоманії в онлайн-геймерів і гравців в покер. JMIR Психічне здоров'я. 2015 (2): e2. doi: 12 / mental.10.2196. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed] [Крест Реф]
43. Король DL, Delfabbro PH, Griffiths MD. Траєкторії проблемних ігрових ігор серед дорослих регулярних геймерів: 18-місячне дослідження. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2013 (16): 1 – 72. doi: 76 / cyber.10.1089. [PubMed] [Крест Реф]
44. Лемменс Ю.С., Валкенбург П.М., Пітер Дж. Розробка та затвердження шкали наркоманії для підлітків. Психологія медіа. 2009 (12): 1 – 77. doi: 95 / 10.1080. [Крест Реф]
45. Ван Хольст Р.Я., Лемменс Ю.С., Валкенбург П.М., Пітер Дж., Велтман Д.І., Гудріаан А.Е. Упереджене упередження та розгальмування до ігрових сигналів пов'язані з проблемними іграми у підлітків-чоловіків. J Здоров'я підлітків. 2012 (50): 6 – 541. doi: 546 / j.jadohealth.10.1016. [PubMed] [Крест Реф]
46. Торрес А, Катена А, Мегіас А, Мальдонадо А, Кандідо А, Вердехо-Гарсія А, П. Пералес. Емоційні та неемоційні шляхи до імпульсивної поведінки та залежності. Передній Hum Neurosci. 2013: 7: 43. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed]
47. Billieux J, Khazaal Y, Oliveira S, de Timary P, Edel Y, Zebouni F, Zullino D, Ван дер Лінден М. Женева Апетитні алкогольні картинки (GAAP): розробка та попередня перевірка. Eur Addict Res. 2011 (17): 5 – 225. doi: 230 / 10.1159. [PubMed] [Крест Реф]
48. Khazaal Y, Zullino D, Billieux J. Женева паління Картинки: розробка та попередня перевірка. Eur Addict Res. 2012 (18): 3 – 103. doi: 109 / 10.1159. [PubMed] [Крест Реф]
49. Міхальчук Р, Боуден-Джонс H, Вердехо-Гарсія, Кларк Л. Імпульсивність і когнітивні викривлення у патологічних гравців, що відвідують Національну клініку проблем ігорного бізнесу Великобританії: попередній звіт. Psychol Med. 2011 (41): 12 – 2625. doi: 2635 / S10.1017X. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed] [Крест Реф]
50. Gaetan S, Бонне А, Brejard V, Cury F. Французька перевірка 7-пункту Гра Addiction Scale для підлітків. Європейський огляд Прикладна психологія. 2014 (64): 4 – 161. doi: 168 / j.erap.10.1016. [Крест Реф]
51. Mohler-Kuo M, Wydler H, Zellweger U, Gutzwiller F. Відмінності в стані здоров'я та поведінці здоров'я серед молодих швейцарських дорослих між 1993 та 2003. Swiss Med Wkly. 2006 (136 – 29): 30 – 464. [PubMed]
52. Studer J, Mohler-Kuo M, Dermota P, Gaume J, Bertholet N, Eidenbenz C, Daeppen JB, Gmel G. J Алкогольні наркотики. 2013; 74 (6): 931–940. doi: 10.15288 / jsad.2013.74.931. [PubMed] [Крест Реф]
53. Беч П., Расмуссен Н. А., Ольсен Л. Р., Ноерхольм В., Абільдгаард В. Чутливість і специфічність інвентаризації великої депресії з використанням сучасного державного обстеження як показник діагностичної валідності. J Вплив на розлад. 2001 (66 – 2): 3 – 159. doi: 164 / S10.1016-0165 (0327) 00-00309. [PubMed] [Крест Реф]
54. Ольсен Л.Р., Єнсен Д.В., Ноерхольм V, Мартині К., Беч П. Внутрішня і зовнішня обгрунтованість інвентаризації великої депресії при вимірюванні тяжкості депресивних станів. Psychol Med. 2003 (33): 2 – 351. doi: 356 / S10.1017. [PubMed] [Крест Реф]
55. Cuijpers P, Dekker J, Noteboom A, Smits N, Peen J. Чутливість та специфічність інвентаризації великої депресії в амбулаторних умовах. BMC Psychiatry. 2007: 7: 39. doi: 10.1186 / 1471-244X-7-39. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed] [Крест Реф]
56. Bech P, Timmerby N, Martiny K, Lunde M, Soendergaard S. Психометрична оцінка інвентаризації великої депресії (MDI) як шкала тяжкості депресії з використанням LEAD (longitudinal Expert Assessment of All Data) як індекс достовірності. BMC Psychiatry. 2015: 15: 190. doi: 10.1186 / s12888-015-0529-3. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed] [Крест Реф]
57. Hoyle RH, Stephenson MT, Palmgreen P, Lorch EP, Donohew RL. Надійність і обгрунтованість короткого виміру шуканого відчуття. Індивідуальні відмінності особистості. 2002: 32: 401. doi: 10.1016 / S0191-8869 (01) 00032-0. [Крест Реф]
58. Aluja A, Rossier J, Garcia LF, Angleitner A, Кюльман М, Цукерман М. Крос-культурні скорочені форми ZKPQ (ZKPQ-50-cc) адаптовані до англійської, французької, німецької та іспанської мов. Індивідуальні відмінності особистості. 2006: 41: 619 – 628. doi: 10.1016 / j.paid.2006.03.001. [Крест Реф]
59. Floros G, Siomos K, Stogiannidou A, Giouzepas I, Garyfallos G. Зв'язок між особистістю, стилями захисту, розладом наркоманії в Інтернеті та психопатологією у студентів. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2014 (17): 10 – 672. doi: 676 / cyber.10.1089. [PubMed] [Крест Реф]
60. Ritson B, він 1999 ESPAD Report. Проект Європейської школи з вивчення алкоголю та інших наркотиків серед студентів у європейських країнах 30. Бьорн Хібель, Барборо Андерссон, Сальма Ахлстрем, Ольга Балакірєва, Тороддур Бьярнасон, Анна Коккеві та Марк Морган. Шведська рада з інформації про алкоголь та інші наркотики, Стокгольм. 2000. Алкогольний алкоголь. 2003 (38): 1 – 99.
61. Streiner DL, Norman GR. Ваги вимірювання здоров'я. Четверте. Нью-Йорк: Oxford Univesity Press; 2008.
62. Velicer WF. Визначення кількості компонентів з матриці часткових кореляцій. Психометрика. 1976: 41: 321 – 327. doi: 10.1007 / BF02293557. [Крест Реф]
63. О'Коннор Б.П. Програми SPSS і SAS для визначення кількості компонентів з використанням паралельного аналізу і тесту MAP Velicer. Behav Res методи Інструментальні комп'ютери. 2000: 32: 396 – 402. doi: 10.3758 / BF03200807. [PubMed] [Крест Реф]
64. Joreskog KG. Одночасний факторний аналіз у кількох популяціях. Психометрика. 1971: 36: 409 – 426. doi: 10.1007 / BF02291366. [Крест Реф]
65. Берн Б.М. Моделювання структурних рівнянь з AMOS. 2. Нью-Йорк: Routledge; 2009.
66. Hoyle RH. Довідник з моделювання структурних рівнянь. Нью-Йорк: прес Гілфорд; 2012.
67. Ху ЛТ, Бентлер П.М. Критерії відсікання індексів придатності в аналізі коваріаційної структури: загальноприйняті критерії порівняно з новими альтернативами. Моделювання структурних рівнянь. 1999: 6: 1 – 55. doi: 10.1080 / 10705519909540118. [Крест Реф]
68. Коен Дж. Статистичний енергетичний аналіз для поведінкових наук. 2nd ed. Нью-Джерсі: 1988
69. Андрідж RR, Маленький RJ. Огляд імутації гарячої палуби для невідповіді дослідження. Int. Rev. 2010, 78 (1): 40 – 64. doi: 10.1111 / j.1751-5823.2010.00103.x. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed] [Крест Реф]
70. Майерс Т.А., Мейсон Г. До побачення, видалення списків: представлення інформації про гарячу палубу як простий і ефективний інструмент для роботи з відсутніми даними. Методи комунікації. 2011 (5): 4 – 297. doi: 310 / 10.1080. [Крест Реф]
71. Бентлер П.М., Чжоу КП. Практичні питання структурного моделювання. Соціологічні методи і Res. 1987: 16: 78 – 117. doi: 10.1177 / 0049124187016001004. [Крест Реф]
72. Клайн Р. Принципи і практика моделювання структурних рівнянь. 3. Нью-Йорк Лондон: The Guilford Press; 2011.
73. Берн Б.М. Тестування для мультигруппової інваріантності з використанням графіки AMOS: дорога менш проїзної. Моделювання структурних рівнянь. 2004 (11): 2 – 272. doi: 300 / s10.1207sem15328007_1102. [Крест Реф]
74. Montag C, Бей K, Sha P, Li M, Chen YF, Лю WY, Zhu YK, Li CB, Markett S, Keiper J, et al. Чи має сенс розрізняти узагальнену та специфічну інтернет-залежність? Докази з крос-культурного дослідження з Німеччини, Швеції, Тайваню та Китаю. Азіатсько-тихоокеанська психіатрія. 2014. [PubMed]
75. Кіралі О, Гріффітс М.Д., Урбан Р, Фаркаш Дж, Коконьєй Г., Елекс З, Тамас Д, Деметрович З. Проблемне використання Інтернету і проблемні онлайн-ігри не збігаються: висновки з великого національно-репрезентативного підлітка. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2014 (17): 12 – 749. doi: 754 / cyber.10.1089. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed] [Крест Реф]
76. Yang L, Sun L, Чжан Z, Sun Y, Wu H, Ye D. Інтернет-залежність, підліткові депресії, і посередницька роль життєвих подій: пошук з вибірки китайських підлітків. Психологія. 2014 (49): 5 – 342. doi: 347 / ijop.10.1002. [PubMed] [Крест Реф]
77. Valero S, Daigre C, Rodriguez-Cintas L, Barral C, Goma IFM, Ferrer M, Casas M, Roncero C. Нейротизм і імпульсивність: їх ієрархічна організація в характеристиці особистості пацієнтів, що залежать від ліків, з точки зору вивчення дерева рішень. Compr психіатрії. 2014 (55): 5 – 1227. doi: 1233 / j.comppsych.10.1016. [PubMed] [Крест Реф]
78. Roncero C, Daigre C, Barral C, Ros-Cucurull E, Grau-Lopez L, Rodriguez-Cintas L, Tarifa N, Casas M, Valero S. Невротика, пов'язана з індукованим кокаїном психозом у хворих на кокаїн: перехресний спостережне дослідження. PLoS One. 2014 (9): e9. doi: 106111 / journal.pone.10.1371. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed] [Крест Реф]
79. Кумар П, Сінгх У. Залежність Інтернету від факторів особистості альтернативної п'ятифакторної моделі Цукермана. Індійська J здоров'я благополуччя. 2014 (5): 4 – 500.
80. Kowert R, Domahidi E, Quandt Т. Взаємозв'язок між онлайн-відео ігор і пов'язаних з іграми дружби серед емоційно чутливих людей. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2014 (17): 7 – 447. doi: 453 / cyber.10.1089. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed] [Крест Реф]
81. Mehroof M, Griffiths MD. Пристрасті до онлайн-ігор: роль пошуку відчуттів, самоконтролю, невротизму, агресії, тривоги держави і тривоги. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2010 (13): 3 – 313. doi: 316 / cyber.10.1089. [PubMed] [Крест Реф]
82. Kuss DJ, Louws J, Wiers RW. Інтернет-залежність від ігор? Мотиви передбачають захоплюючу поведінку гри в багатокористувацьких онлайнових рольових іграх. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2012 (15): 9 – 480. doi: 485 / cyber.10.1089. [PubMed] [Крест Реф]
83. Yen JY, Ko CH, Yen CF, Chen CS, Chen CC. Зв'язок між шкідливим вживанням алкоголю та інтернет-залежністю серед студентів: порівняння особистості. Psychiatry Clin Neurosci. 2009 (63): 2 – 218. doi: 224 / j.10.1111-1440.x. [PubMed] [Крест Реф]
84. Kuss DJ, Griffiths MD, Binder JF. Інтернет-залежність у студентів: Поширеність і фактори ризику. Поведінка людини. 2013 (29): 3 – 959. doi: 966 / j.chb.10.1016. [Крест Реф]
85. Хазааль Я., Чаттон А, Горн А, Ахаб С, Торенс Г., Цулліно Д., Біллі Дж. Французька перевірка компульсивного масштабу використання Інтернету (КІУС). Психіатрія Q. 2012. [PubMed]
86. Хазаал Я, Білль Дж, Торенс Г, Хан Р, Луаті Я, Скарлатті Е, Тінц Ф, Ледеррі Дж, Ван Дер Лінден М, Зулліно Д. Поведінка кіберпсихології. 2008 (11): 6 – 703. doi: 706 / cpb.10.1089. [PubMed] [Крест Реф]
87. Йохансон А, Готестам КГ. Інтернет-залежність: особливості анкети та поширеності в норвезькій молоді (12 – 18 роки) Scand J Psychol. 2004 (45): 3 – 223. doi: 229 / j.10.1111-1467.x. [PubMed] [Крест Реф]
88. Kaltiala-Heino R, Lintonen T, Rimpelä А. Наркоманія в Інтернеті? Потенційно проблематичне використання Інтернету в популяції однорічних підлітків 12 – 18. Наркоманія ResTheory. 2004 (12): 1 – 89. doi: 96 / 10.1080. [Крест Реф]
89. Durkee T, Kaess M, Carli V, Parzer P, Wasserman C, Floderus B, Aптер A, Balazs J, Barzilay S, Bobes J, et al. Поширеність патологічного використання Інтернету серед підлітків у Європі: демографічні та соціальні фактори. Наркоманія. 2012 (107): 12 – 2210. doi: 2222 / j.10.1111-1360.x. [PubMed] [Крест Реф]
90. Haagsma MC, Pieterse ME, Peters O. Поширеність проблемних відеоплеєрів у Нідерландах. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2012 (15): 3 – 162. doi: 168 / cyber.10.1089. [PubMed] [Крест Реф]
91. Van Rooij AJ, Schoenmakers TM, Вермульст А.А., Ван ден Ейенден RJ, Van de Mheen D. Наркоманія відео-ігор в Інтернеті: ідентифікація залежних геймерів-підлітків. Наркоманія. 2011 (106): 1 – 205. doi: 212 / j.10.1111-1360.x. [PubMed] [Крест Реф]
92. Xu J, Shen LX, Yan CH, Wu ZQ, Ma ZZ, Jin XM, Shen XM. [Інтернет-залежність серед Шанхайських підлітків: поширеність та епідеміологічні особливості] Zhonghua yu fang yi xue za zhi. 2008 (42): 10 – 735. [PubMed]
93. Хазаал Ю, ван Сінгер М, Чаттон А, Ахаб С, Цулліно Д, Ротен С, Хан Р, Біллі Дж, Торенс Г. Чи впливає самовибір на репрезентативність зразків в онлайн-опитуваннях? Дослідження в дослідженні онлайн-ігор. J Med Internet Res. 2014 (16): e7. doi: 164 / jmir.10.2196. [PMC безкоштовна стаття] [PubMed] [Крест Реф]