MEDIZIN: Originalarbeit

Prävalenz und psychosoziale Korrelate von Internet Gaming Disorder

Studie auf der Grundlage einer bevölkerungsrepräsentativen Stichprobe von 12- bis 25-Jährigen

The prevalence and psychosocial correlates of Internet gaming disorder—analysis in a nationally representative sample of 12- to 25-year-olds

Dtsch Arztebl Int 2017; 114(25): 419-24; DOI: 10.3238/arztebl.2017.0419

Wartberg, Lutz; Kriston, Levente; Thomasius, Rainer

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Hintergrund: Internet Gaming Disorder (IGD) bezieht sich auf die problematische Nutzung von Computerspielen (sowohl online als auch offline). Die Prävalenz von IGD bei Kindern, Jugendlichen und jungen Erwachsenen wurde bislang noch nicht deutschlandweit erfasst.

Methode: Eine für Deutschland repräsentative Stichprobe von 1 531 12- bis 25-Jährigen wurde im September 2016 mit einem standardisierten Instrument (Internet Gaming Disorder Scale, IGDS) untersucht. Zusätzlich wurden bei den Befragten soziodemografische und psychosoziale Aspekte erfasst. Es wurden Prävalenzschätzungen und binäre logistische Regressionen berechnet (jeweils ohne und mit multiplen Imputationen in der IGDS).

Ergebnisse: Es ergab sich eine Prävalenzschätzung von 5,7 % (95-%-Konfidenzintervall: [4,5; 6,9]) für IGD in der Altersgruppe der 12- bis 25-Jährigen in Deutschland. In einer Sensitivitätsanalyse unter Berücksichtigung der multiplen Imputationen stieg der Wert auf 7,0 % [5,8; 8,5]. Die Prävalenzschätzung für männliche Befragte war mit 8,4 % [6,4; 10,4] statistisch signifikant höher (p-Wert < 0,001) als für weibliche (2,9 % [1,7; 4,1]). Statistisch signifikante Zusammenhänge zeigten sich zwischen IGD und männlichem Geschlecht, niedrigerem Lebensalter, höherer Depressivität, höherer Ängstlichkeit und häufigerer Vernachlässigung sozialer Kontakte wegen der Computerspielnutzung.

Schlussfolgerung: Angesichts der ermittelten Prävalenzwerte in dieser Altersgruppe ist die weitere Erforschung von IGD, seiner Korrelate und Ätiologie insbesondere in Längsschnittstudien erforderlich. Bei den genannten psychosozialen Auffälligkeiten sollte gezielt nach Computerspielnutzung gefragt werden.

Als neue Forschungsdiagnose wurde Internet Gaming Disorder (IGD) in Sektion III der aktuellen Version des Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders (DSM-5) aufgenommen (1). IGD (deutsche Übersetzung: „Störung durch Spielen von Internetspielen”, [2]) bezieht sich auf die problematische Nutzung von Computerspielen (sowohl online als auch offline). Die Diagnose der IGD stützt sich auf insgesamt 9 Kriterien, die von Kriterien zur Diagnostik von pathologischem Glücksspiel und Substanzabhängigkeiten abgeleitet wurden (Tabelle 1) (3). Um die Diagnose einer IGD nach den DSM-5-Standards zu stellen, müssen mindestens 5 dieser 9 Kriterien in den letzten 12 Monaten erfüllt worden sein (1). In ersten Studien zur IGD hat sich der Cut-Off-Wert von mindestens 5 Kriterien empirisch ebenfalls bewährt (4, 5).

Diagnosekriterien der Internet Gaming Disorder (DSM-5, 2015)*
Tabelle 1
Diagnosekriterien der Internet Gaming Disorder (DSM-5, 2015)*

Umfassende Modelle zur Entstehung von IGD fehlen bislang noch, allerdings gibt es dazu erste theoretische Ansätze. Beispielsweise betonen Kiraly et al. (6) das Zusammenspiel von drei zentralen Faktoren für die Entwicklung einer IGD:

  • strukturelle Aspekte von Computerspielen
  • psychologische Charakteristika des Spielers
  • motivationale Aspekte der Computerspielnutzung.

Ein allgemeineres Modell für verschiedene, spezifische internetbezogene Störungen, unter die IGD eingeordnet werden könnte, wurde kürzlich von Brand et al. (7) vorgelegt und sollte zukünftig empirisch überprüft werden. In Querschnittsstudien haben sich erste Hinweise ergeben, dass IGD mit erhöhter psychopathologischer Belastung (8) und männlichem Geschlecht (9) assoziiert ist.

Prävalenzschätzungen zur IGD auf der Grundlage repräsentativer Stichproben, die mit geeigneten (DSM-5-basierten) Instrumenten erhoben worden waren, lagen 2015 nach Petry et al. (3) international nur aus zwei Studien vor. Rehbein et al. (10) berichteten für eine große Schülerstichprobe (alle aus der 9. Klasse, repräsentativ für Niedersachsen, Altersbereich 13 bis 18 Jahre, befragt im Frühling 2013) eine Prävalenzschätzung von 1,2 % (95-%-Konfidenzintervall: [1,0; 1,4]) für IGD. Lemmens et al. (5) untersuchten im Juni 2013 eine für die Niederlande repräsentative Stichprobe von Jugendlichen und Erwachsenen (Altersbereich 13–40 Jahre). Nach einer latenten Klassenanalyse ergab sich eine Prävalenzschätzung von 3,8 % und basierend auf dem (DSM-5-)Cut-Off-Wert von 5,4 % (5). Im Jahr 2016 berichteten Pontes et al. (11) eine Prävalenzschätzung von 2,5 % ([1,7; 3,7]) für IGD für eine repräsentative slowenische Schülerstichprobe (alle aus der 8. Klasse, Altersbereich 12–16 Jahre, untersucht im April und Mai 2015) sowie Yu und Cho (9) von 5,9 % für eine nationale südkoreanische Schülerstichprobe (Altersbereich 13–15 Jahre).

In der vorliegenden Studie wurden folgende zwei Fragestellungen untersucht:

  • Wie hoch ist die Prävalenz von IGD in der Altersgruppe der 12- bis 25-Jährigen in Deutschland?
  • Welche soziodemografischen, psychopathologischen und sozialen Aspekte sind mit IGD assoziiert?

Methode

Datenerhebung

Die wissenschaftliche Konzeption der Untersuchung, die Entwicklung des eingesetzten Fragebogens sowie die Auswertung und Aufbereitung der erhobenen Daten erfolgte ausschließlich durch die Autoren am Universitätsklinikum Hamburg-Eppendorf (UKE). Die Daten wurden durch ein Markt- und Meinungsforschungsinstitut (Forsa) erhoben, das Mitglied im Bundesverband Deutscher Markt- und Sozialforscher sowie des Arbeitskreises Deutscher Markt- und Sozialforschungsinstitute (ADM) ist.

Der klinische Aspekt

Die Datenerhebung erfolgte internetbasiert mit einem standardisierten (Online-)Fragebogen. Das beteiligte Marktforschungsinstitut verfügt über einen umfangreichen Pool an Adressen von potenziellen Teilnehmern für Onlinebefragungen. Sämtliche Teilnehmer, die in diesem Adressenpool enthalten sind, wurden in einem mehrstufigen Zufallsverfahren und ausschließlich telefonisch (offline, aus der ADM-Telefonstichprobe) rekrutiert. Durch dieses Vorgehen bei der Rekrutierung sind einige Argumente, die gegen Onlinebefragungen vorgebracht werden (zum Beispiel Selbstselektion – besonders bei ausschließlicher Rekrutierung der Teilnehmer im Internet, mangelnde Repräsentativität der Stichprobe, genereller Ausschluss von Personen, die sich online nicht rekrutieren lassen) nachweislich entkräftet oder diese Quellen möglicher Verzerrung besser kontrollierbar. Ein wichtiger Aspekt zur Repräsentativität ist die extrem hohe Verbreitung der Internetnutzung bei Jugendlichen und jungen Erwachsenen in Deutschland: Unter den 14- bis 19-Jährigen nutzten 100 % der Befragten das Internet und unter den 20- bis 29-Jährigen waren es 98,4 % (12). Die durchschnittliche tägliche Nutzungsdauer betrug bei den 14- bis 29-Jährigen 245 Minuten (12). Die Argumente, dass Personen mit starker Internetaffinität begünstigt oder umgekehrt Personen, die das Internet nicht nutzen, von allen Onlinebefragungen ausgeschlossen wären, sind dementsprechend in dieser Altersgruppe deutlich weniger kritisch einzuschätzen.

Zur Datenerhebung wurden (unter Berücksichtigung der Altersvorgaben) zufällig ausgewählte Personen aus dem Adressenpool für Onlinebefragungen per Mail kontaktiert und zur Teilnahme an der Befragung eingeladen. Die Daten wurden im September 2016 bei den Untersuchungsteilnehmern erhoben. Nach Abschluss der Datensammlung wurde die Stichprobe basierend auf den Ergebnissen des Mikrozensus 2014 (repräsentative Haushaltsbefragung des Statistischen Bundesamtes) hinsichtlich Geschlecht, Alter, Bildung und Region gewichtet, um eine Repräsentativität für die 12- bis 25-Jährigen in Deutschland zu erreichen. Die Befragten erhielten für die Teilnahme einen (geringen) Anreiz in Form von Punkten, die beim Marktforschungsinstitut gegen Gutscheine eingetauscht oder alternativ in eine Geldspende für eine wohltätige Organisation umgewandelt werden konnten.

Untersuchungsmethoden

Um die Ausprägung einer IGD in den letzten 12 Monaten zu erfassen, wurde die Internet Gaming Disorder Scale (IGDS) eingesetzt (5). Die IGDS besteht aus insgesamt 9 Items (eTabelle 1) mit einem binären Antwortformat (0 = „nein“, 1 = „ja“). Die Antworten in der IGDS werden aufsummiert, und nach Lemmens et al. (5) liegt ein positiver Befund für IGD vor, wenn 5 oder mehr der 9 IGDS-Fragen mit „ja“ beantwortet werden. Die Befunde zu IGD beruhten demnach auf Selbsteinschätzungen in einem Fragebogen und wurden nicht als Diagnosen basierend auf einem standardisierten strukturierten klinischen Interview gestellt. Dabei handelt es sich allerdings um ein Vorgehen, dass generell in epidemiologischen Studien (zu IGD siehe zum Beispiel [10]) aufgrund der hohen Fallzahlen an Befragten eher die Regel als die Ausnahme ist.

Fragen der eingesetzten diagnostischen Instrumente*
eTabelle 1
Fragen der eingesetzten diagnostischen Instrumente*

Die Ausprägung einer depressiven Symptomatik wurde mit dem Patient Health Questionnaire-2 (PHQ-2) erfasst (13). Der PHQ-2 besteht aus zwei Items (eTabelle 1), mit denen die Häufigkeit depressiver Symptome in den letzten zwei Wochen erfragt wird (4-stufiges Antwortformat: 0 = „überhaupt nicht“, 1 = „an einzelnen Tagen“, 2 = „an mehr als der Hälfte der Tage“, 3 = „beinahe jeden Tag“). Ein höherer Wert spricht für eine stärkere Ausprägung von Depressivität.

Angstsymptome innerhalb der letzten zwei Wochen wurden mit der Generalized Anxiety Disorder Scale-2 (GAD-2) erfragt (14). Die GAD-2 besteht ebenfalls aus zwei Items (eTabelle 1, 4-stufiges Antwortformat: 0 = „überhaupt nicht”, 1 = „an einzelnen Tagen”, 2 = „an mehr als der Hälfte der Tage”, 3 = „beinahe jeden Tag”). Ein höherer Summenwert spricht für eine stärkere Ausprägung von Ängstlichkeit.

Zusätzlich wurde mit einer Einzelfrage (eTabelle 1) die subjektiv wahrgenommene Frequenz erfasst, in der soziale Kontakte (zum Beispiel zu Freunden oder Familienangehörigen), die früher für die befragte Person wichtig waren, wegen der Nutzung von Computerspielen vernachlässigt wurden (5-stufiges Antwortformat: 0 = „nie“, 1 = „selten“, 2 = „manchmal“, 3 = „häufig“, 4 = „sehr häufig“). Ergänzend wurden soziodemografische Daten (Geschlecht, Alter und Bildungsstand) erhoben.

Datenauswertung

Für die Schätzung der Prävalenz wurden relative Häufigkeiten mit 95-%-Konfidenzintervallen berechnet, sowohl für die Gesamtstichprobe als auch stratifiziert nach Geschlecht. Für jede Subgruppe wurden die Gewichtsvariablen jeweils adjustiert. Insgesamt 152 Personen (9,9 % der Gesamtstichprobe) berichteten, keine Computerspiele zu nutzen. Ihnen wurden in der Folge die Fragen der IGDS nicht gestellt. Für diese 152 Fälle wurden alle Items der IGDS auf 0 gesetzt. Gruppenvergleiche erfolgten mit Chi-Quadrat-Tests und t-Tests für unabhängige Stichproben. Der Zusammenhang von IGD mit Geschlecht, Alter, Schulstatus, Depressivität, Ängstlichkeit und der Vernachlässigung sozialer Kontakte wegen der Computerspielnutzung wurde mittels logistischer Regressionen (IGD-Befund negativ versus positiv) untersucht. Die primäre Analyse (konservative Prävalenzschätzung) erfolgte, nachdem alle fehlenden Werte in den IGDS-Items maximal konservativ geschätzt (das heißt jeweils auf den Wert 0 gesetzt) wurden. Eine zweite Auswertung wurde als Sensitivitätsanalyse durchgeführt, nachdem alle fehlenden Werte ausschließlich in der IGDS (361 von insgesamt 13 379 Angaben oder 2,6 %) und nur bei Personen mit Computerspielnutzung durch multiple Imputationen (MI) ersetzt worden waren (20 Imputationen). Zur Vorhersage der fehlenden IGDS-Werte wurden für die MI die folgenden Parameter genutzt:

  • alle vorhandenen Werte in der IGDS
  • die Merkmale Alter, Geschlecht, Bildungsstatus
  • die Summenwerte im PHQ-2, der GAD-2 und von drei Fragen zur sozialen Unterstützung
  • die Computerspielnutzungszeit und die Anzahl der Computerspieltage (jeweils pro Woche).

Um die Prävalenz nach der MI zu schätzen, erfolgte eine Logit-Transformation der Werte, die nach dem Zusammenführen der Imputationsergebnisse rücktransformiert wurden. Alle Berechnungen wurden mit der Analyse-Software SPSS Version 22.0 (IBM Inc., Armonk, NY, USA) durchgeführt.

Ergebnisse

Die repräsentative Stichprobe der vorliegenden Studie setzt sich aus insgesamt 1 531 Personen zusammen (eingeladen zur Teilnahme wurden 2 893 Personen, die Teilnahmequote lag bei 52,9 %). Eine Beschreibung der Stichprobe hinsichtlich der Soziodemografie findet sich in Tabelle 2.

Soziodemografische Beschreibung der untersuchten Gesamtstichprobe (N = 1 531)
Tabelle 2
Soziodemografische Beschreibung der untersuchten Gesamtstichprobe (N = 1 531)

Für 88 der 1 531 Studienteilnehmer zeigte sich ein positiver Befund für IGD (Summenwert der IGDS ≥ 5). Die Prävalenzschätzung für IGD liegt demnach in der Altersgruppe der 12- bis 25-Jährigen in Deutschland bei 5,7 % [4,5; 6,9]. Für männliche Personen (8,4 % [6,4; 10,4]) ergab sich im Vergleich zu weiblichen Befragten (2,9 % [1,7; 4,1]) eine statistisch signifikant höhere Prävalenzschätzung (χ2 = 20,81, df = 1, p < 0,001). Personen mit IGD (M = 15,58 Jahre, SD = 3,65) waren im Mittel deutlich jünger als Befragte ohne IGD (M = 19,06 Jahre, SD = 4,00, t = −8,61, df = 100,02, p < 0,001). In der Sensitivitätsanalyse (nach den MI) ergab sich als Prävalenzschätzung ein Wert von 7,0 % [5,8; 8,5].

Es zeigten sich Assoziationen zwischen IGD und männlichem Geschlecht und niedrigerem Lebensalter. Wenn in diese geschlechts- und altersadjustierten Modelle jeweils nur ein weiteres erklärendes Merkmal eingeschlossen wurde, ergaben sich statistisch signifikante Zusammenhänge zwischen IGD und höherer Depressivität, höherer Ängstlichkeit und einer häufigeren Vernachlässigung sozialer Kontakte wegen der Computerspielnutzung (Tabelle 3). Die Frage, ob eine Person noch zur Schule ging oder nicht, war nicht relevant. Wurden dagegen alle Merkmale in einem Modell analysiert, konnten nur noch Zusammenhänge zwischen IGD und männlichem Geschlecht, niedrigerem Lebensalter und einer häufigeren Vernachlässigung sozialer Kontakte beobachtet werden (Nagelkerkes R2 = 0,34) (Tabelle 3). Hinsichtlich der assoziierten Faktoren stimmten die Ergebnisse der Sensitivitätsanalyse mit den Befunden aus der primären Analyse stark überein (eTabelle 2).

Primäre Analyse (Datensatz ohne multiple Imputationen)*1
Tabelle 3
Primäre Analyse (Datensatz ohne multiple Imputationen)*1
Sensitivitätsanalyse (Datensatz mit erfolgten multiplen Imputationen in der IGDS)*1
eTabelle 2
Sensitivitätsanalyse (Datensatz mit erfolgten multiplen Imputationen in der IGDS)*1

Diskussion

In der vorliegenden Studie wurde erstmalig in einer für Deutschland repräsentativen Stichprobe von 12- bis 25-Jährigen die 12-Monats-Prävalenz für die neue DSM-5-Diagnose Internet Gaming Disorder (IGD) bestimmt. Es ergab sich eine Prävalenzschätzung für IGD von 5,7 % (bei einer maximal konservativen Schätzung fehlender Werte) beziehungsweise von 7,0 % (basierend auf multiplen Imputationen fehlender Werte). Die Ergebnisse der konservativen Schätzung sind etwa in vergleichbarer numerischer Größenordnung wie die Prävalenzschätzung von 5,4 %, die von Lemmens et al. (5) für eine repräsentative niederländische Stichprobe von Jugendlichen und Erwachsenen (Altersbereich 13 bis 40 Jahre) berichtet wurde (basierend auf einem Cut-Off-Wert von ≥ 5) sowie die Prävalenz von 5,9 %, die Yu und Cho (9) für südkoreanische Schüler beobachtet hatten.

Im Vergleich zu den IGD-Vorbefunden von Rehbein et al. (10) für niedersächsische Schüler und Pontes et al. (11) für slowenische Schüler fallen beide genannten Prävalenzschätzungen deutlich höher aus und liegen außerdem über dem Wert (2,4 %), der 2011 für 14- bis 24-Jährige in Deutschland für Internetabhängigkeit publiziert worden ist (15). Diese Unterschiede in den Befunden könnten durch die verschiedenen untersuchten Altersgruppen, die unterschiedlichen geografischen Regionen und Zeitpunkte der Datenerhebung oder durch die eingesetzten Instrumente erklärt werden. In der vorliegenden Studie wurde dasselbe Instrument (Internet Gaming Disorder Scale) wie in der Untersuchung von Lemmens et al. (5) eingesetzt, das zudem noch mit der niederländischen Originalversion abgeglichen worden war, um eine möglichst exakte Passung sicherzustellen. Demgegenüber wurde in den 3 anderen erwähnten Studien (911) jeweils ein anderer Fragebogen verwendet. Die berichteten Befunde zu assoziierten Merkmalen wie männliches Geschlecht, niedrigeres Lebensalter, höhere Depressivität, höhere Ängstlichkeit und häufigere Vernachlässigung sozialer Kontakte wegen der Computerspielnutzung sind mit publizierten Vorbefunden zu IGD (8, 9) gut kompatibel.

Limitationen

Die vorliegende Studie weist verschiedene Limitationen auf. Die Erfassung der IGD-Kriterien erfolgte mittels eines Fragebogens in der Selbsteinschätzung und nicht mit einem standardisierten strukturierten klinischen Interview (16), das eine exaktere Abfrage der DSM-5-Diagnosekriterien ermöglicht hätte. Diese methodische Einschränkung betrifft die untersuchten psychopathologischen Aspekte (Depressivität und Ängstlichkeit) in gleicher Weise. Der Einsatz von Fragebögen ist allerdings in epidemiologischen Studien aus ökonomischen Aspekten sehr weit verbreitet, und Fragebögen wurden auch bei den anderen Prävalenzstudien (5, 911) zur Erfassung von IGD genutzt.

Die untersuchten assoziierten Korrelate, die in der vorliegenden Studie erfasst wurden, decken sicher nur einen Teil der relevanten Faktoren ab. Beispielsweise werden in der Literatur häufiger Zusammenhänge zwischen IGD und Selbstwertproblemen berichtet (siehe Beispiel [17]), während in der vorliegenden Untersuchung als psychopathologische Korrelate nur Depressivität und Ängstlichkeit bei den Befragten betrachtet wurden.

Wie häufig bei Bevölkerungsbefragungen erwies es sich in der vorliegenden Studie als schwierig, Personen, die die Schule ohne jeden Abschluss verlassen haben, in ausreichender Zahl zu rekrutieren. Es ist nicht auszuschließen, dass ein geringfügig höherer Anteil speziell dieser Subgruppe in der Stichprobe (der durchaus erwünscht gewesen wäre) die Ergebnisse verändert hätte. Alternativ könnte auch die Frage nach dem höchsten erreichten Schulabschluss von den Untersuchungsteilnehmern eher im Sinne von „sozialer Erwünschtheit“ beantwortet worden sein.

Im Gegensatz zum DSM-5 gibt es bislang in der ICD-10 (18) keine der IGD vergleichbare Diagnose. Allerdings ist aktuell im ICD-11 Beta Draft die Diagnose einer „Gaming Disorder“ enthalten (19), sodass sich möglicherweise in diesem Aspekt künftig die beiden Klassifikationssysteme der Amerikanischen Psychiatrischen Vereinigung und der Welt­gesund­heits­organi­sation inhaltlich annähern. Generell ist das gewählte Design einer bevölkerungsrepräsentativen Querschnittsstudie zur Schätzung einer Prävalenz zwar gut geeignet (20), allerdings lassen sich damit keine Ursachen- und Wirkungszusammenhänge ableiten, zum Beispiel zwischen IGD und den Korrelaten.

Resümee

Trotz der benannten Limitationen bietet diese Studie bemerkenswerte neue Befunde zur Häufigkeit von IGD bei 12- bis 25-Jährigen in Deutschland und zu den multifaktoriellen psychosozialen Korrelaten, die gesundheitspolitisch und für die Versorgung von hoher Relevanz sind. Angesichts der hohen ermittelten Prävalenzschätzungen in dieser Altersgruppe erscheint eine evidenzbasierte weitere Erforschung von IGD, seiner Korrelate und Ätiologie – zum Beispiel der biopsychosozialen Risikofaktoren oder als eine potenzielle Verhaltenssucht – insbesondere in Längsschnittstudien erforderlich.

Finanzierung

Die Studie wurde von der Krankenkasse DAK-Gesundheit finanziert.

Interessenkonflikt

Die Autoren erklären, dass kein Interessenkonflikt besteht.

Manuskriptdaten
eingereicht: 28. 12. 2016, revidierte Fassung angenommen: 28. 03. 2017

Anschrift für die Verfasser
Dr. phil. Dipl.-Psych. Lutz Wartberg

Deutsches Zentrum für Suchtfragen des Kindes- und Jugendalters (DZSKJ)

Universitätsklinikum Hamburg-Eppendorf

Martinistraße 52, 20246 Hamburg

lwartberg@uke.de

Zitierweise
Wartberg L, Kriston L, Thomasius R:The prevalence and psychosocial correlates of Internet gaming disorder—analysis in a nationally representative sample of 12- to 25-year-olds. Dtsch Arztebl Int 2017; 114: 419–24. DOI: 10.3238/arztebl.2017.0419

The English version of this article is available online:
www.aerzteblatt-international.de

Zusatzmaterial
eTabellen:
www.aerzteblatt.de/17m0419 oder über QR-Code

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Primäre Analyse (Datensatz ohne multiple Imputationen)*1
Fragen der eingesetzten diagnostischen Instrumente*
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    Maurer, Martin H.
  • Schlusswort
    Dtsch Arztebl Int 2017; 114(42): 720; DOI: 10.3238/arztebl.2017.0720b
    Wartberg, Lutz

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dr.med.thomas.g.schaetzler
am Samstag, 1. Juli 2017, 13:27

Keine validierten Grundlagen

Grundlage für die vorliegende Publikation ist eine von Wissenschaftlern in den USA ent­wickelte Suchteinstufungs-Systematik namens „Internet Gaming Disorder Scale“.

Basis für diese "Grundlagen-Forschungen" waren u. a. eine Publikation in "Computers in Human Behavior" vom April 2015, Vol.45:137–143, doi:10.1016/j.chb.2014.12.006 mit dem Titel
"Measuring DSM-5 internet gaming disorder: Development and validation of a short psychometric scale" von Halley M. Pontes und Mark D. Griffiths.
http://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S0747563214007213

Dort wird behauptet, dass man eine angeblich repräsentative Stichprobe von 1.060 teilnehmenden Spielern (85,1% männlich, Durchschnitts-Alter 27 Jahre) als Teilnehmer von Online-Game-Foren rekrutiert hätte. Eine zur Validierung zwingend notwendige Vergleichsgruppe von vergleichbaren N i c h t-Spielern hatte man sicherheitshalber gar nicht erst ausgewählt! Das hätte die Einseitigkeit, Willkürlichkeit und Irrelevanz der frei erfundenen Untersuchungs-Ergebnisse ja nur entlarven können ["The aim of this study was to develop a new nine-item short-form scale to assess Internet Gaming Disorder (IGDS-SF9) and to further explore its psychometric properties. A sample of 1060 gamers (85.1% males, mean age 27 years) recruited via online gaming forums participated. Exploratory factor analysis [EFA], confirmatory factor analysis [CFA], analyses of the criterion-related and concurrent validity, reliability, standard error of measurement [SEM], population cross-validity, and floor and ceiling effects were performed to assess the instrument’s psychometric properties. The results from the EFA revealed a single-factor structure for IGD that was also confirmed by the CFA. The nine items of the IGDS-SF9 are valid, reliable, and proved to be highly suitable for measuring IGD. It is envisaged that the IGDS-SF9 will help facilitate unified research in the field"].

Es ist m. E. wissenschafts- und ekennnistheoretisch unzulässig, dass die Autoren L. Wartberg, L. Kriston und R. Thomasius, letzterer Suchtexperte im Deutschen Zentrum für Suchtfragen des Kindes- und Jugendalters am Universitätsklinikum Hamburg-Eppendorf (UKE), unreflektiert für Deutschland nicht validierte Untersuchungs- und Test-Ergebnisse verwenden. Der Eindruck eines vorwissenschaftlichen Pathologisierens, Medizinalisierens, Medikalisierens und Politisierens von Alltagsproblematiken postindustrieller Gesellschaften sollte vermieden werden.

Mf + kG, Dr. med. Thomas G. Schätzler, FAfA Dortmund
klausenwächter
am Mittwoch, 28. Juni 2017, 14:05

Die waren gefälscht.

Gerade hat mein Opa angerufen. Die Gutscheine konnte er nicht für Pizza von Dr. Oetkter eintauschen. Die waren gefälscnt.
klausenwächter
am Mittwoch, 28. Juni 2017, 12:40

Was ist Original? Was rechtfertigt Autorenschaft?

"die Erfassung von Daten [engl. collection, zum Beispiel das Ablesen von Messwerten und deren Eingabe in eine Datenbank] oder die bloße Aufsicht bzw. Betreuung einer Forschungsgruppe allein rechtfertigen keine Autorschaft.

[...] Jeder Autor soll in genügendem Umfang an der Arbeit teilnehmen, um die entsprechenden Teile der Arbeit gegenüber der Öffentlichkeit zu verantworten." [International Committee of Medical Journal Editors (ICMJE). In: Wikipedia)]

"Die Daten wurden durch ein Markt- und Meinungsforschungsinstitut (Forsa) erfoben...", räumen die Autoren ein.


Ein Teil der Studie gewinnt Erkenntnisse aus Luftdaten: "bei fehlenden Daten" "durch multiple Imputationen ersetzt..." .

"Die Studie wurde von der Krankenkasse DAK-Gesundheit finanziert." Interessenskonflikte werden nicht mitgeteilt.

Das Deutsche Ärzteblatt belohnt Originalarbeiten mit einer Gratifikationm. Wenn jemand auf diese Prämie Anspruch hat, dann mein Opa. Dieser hat nämlich an der anonymen Forsabefragung teilgenommen. Mit multiplen Adressen (MA) ist er bei diversen Marktforschungsinstituten registriet. Natürlich stürzen dem alten Herrn auch mal die Sitzungen bei der Dateneingabe ab, dann entstehen eben Datenlücken. Viel bekommt er für sein Engagement bei der Meinungsbildung nicht: "Punkte, die beim Marktforschungsinstitut gegenGutscheine eingetauscht werden können." Er hat aber seinen Verdienst in eine Spende für wohltätige Organisationen umgewandelt.

Ich bin guter Hoffnung, dass das TRiumvirat der Autoren seinen ERlös aus der Publikatiln auchspenden wird.

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