جلد 22، شماره 10 - ( 10-1402 )
جلد 22 شماره 10 صفحات 1104-1089 |
برگشت به فهرست نسخه ها
Ethics code: IR.UMA.REC.1400.047
Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
Herangza M, Hajloo N, Narimani M, Basharpoor S. Designing and Testing the Structural Model of Online Gaming Addiction Based on Childhood Psychological Maltreatment with the Mediating Role of Cognitive Fusion: A Descriptive Study. JRUMS 2024; 22 (10) :1089-1104
URL: http://journal.rums.ac.ir/article-1-7074-fa.html
URL: http://journal.rums.ac.ir/article-1-7074-fa.html
هرنگ‌زا محمد، حاجلو نادر، نریمانی محمد، بشرپور سجاد. طراحی و آزمون مدل ساختاری اعتیاد به بازیهای برخط بر اساس بدرفتاری روانشناختی دوران کودکی با نقش میانجی همجوشی شناختی: یک مطالعه توصیفی. مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان. 1402; 22 (10) :1089-1104
دانشگاه محقق اردبیلی
متن کامل [PDF 356 kb]
(151 دریافت)
| چکیده (HTML) (214 مشاهده)
مقدمه
بازیهای برخط یکی از انواع بازیهای اینترنتی است که امروزه این نوع بازی‌ها به یک پدیده محبوب و جذاب برای اوقات فراغات بسیاری از کودکان و نوجوانان تبدیل شده است. با افزایش سریع استفاده از اینترنت در سال‌های اخیر در سطح جهان، اعتیاد به بازیهای برخط (Online games addiction) در بین کودکان و نوجوانان یک نگرانی رو به رشد است [۱]. ۷۵ تا ۹۰ درصد کودکان و نوجوانان در سنین مدرسه درگیر بازیهای برخط و رایانه‌ای هستند که میزان شیوع برای اعتیاد به بازیهای برخط در نوجوانان و جوانان ۲/۱ تا ۵/۸ درصد تخمین زده شده است [۲].
یکی از عوامل زمینه‌ساز اعتیاد به بازیهای برخط، رفتار نامطلوب با کودک در محیط خانواده از طرف افراد خانواده یا نزدیکان به صورت بدرفتاری جسمی، عاطفی، جنسی و یا غفلت در مورد کودک می‌باشد که می‌تواند در شکل‌گیری ساختار و کارکرد نظام روانشناختی فرد در بزرگ‌سالی مشکلات متعددی را به وجود آورد [۳].
بدرفتاری‌های روانشناختی دوران کودکی به عنوان یک عامل آسیب‌زای کودکی برای ایجاد رفتار اعتیادآور پیشنهاد شده است [۴]. علاوه بر ارتباط مستقیم بین بدرفتاری در دوران کودکی با اعتیاد به اینترنت [۵] و اعتیاد به بازیهای دیجیتال [۷-۶]، مطالعات قبلی نیز تلاش‌هایی را برای کشف مکانیسم‌های بالقوه آن انجام داده‌اند. به عنوان مثال، Ma و همکاران دریافتند که بدرفتاری در دوران کودکی به طور غیرمستقیم با اعتیاد به اینترنت از طریق تنهایی مرتبط است [۸]؛ سایر واسطه‌های بین بدرفتاری دوران کودکی و اعتیاد به اینترنت و بازیهای برخط عبارتند از تفکر خودکار منفی [۹]، ناگویی هیجانی [۱۰]، راهبردهای تنظیم شناختی هیجان [۱۱] و سبک‌های مقابله‌ای منفی[۱۲]. شایان ذکر است که مدل‌های پژوهشی بسیاری، بدرفتاری‌ها و تروماهای دوران کودکی را یک عامل خطر تلقی کرده است که باعث ایجاد سبک‌های ناسازگار شناختی (مانند همجوشی شناختی) میشود [۱۴-۱۳].
یکی از تحریفات شناختی و باورهای شناختی آسیب‌پذیر، همجوشی شناختی (Cognitive fusion) است که می‌تواند از بدرفتاری روان شناختی دوران کودکی تأثیر بپذیرد و به تبع آن بر رفتارهای اعتیاد به بازیهای برخط تأثیرگذار باشد. اخیراً، نظریه درمان پذیرش و تعهد (Acceptance and commitment therapy) الگوی جدیدی برای درک اعتیاد ارائه کرده است که اعتیاد به عنوان یک جزء از مجموعه رفتار آموخته شده توسط همجوشی شناختی تصور می شود [۱۵]. همجوشی شناختی سازه‌ای اجتماعی و شناختی است و آن‌گونه فرد را گیج و سردرگم می‌کند که پس از مدتی بعد به عنوان تفسیری صحیح از تجربه‌های فردی قلمداد شده و آنگاه از تجارب واقعی فرد قابل تفکیک نیستند [۱۶].
Gillanders و همکاران در یافته‌های پژوهشی خود نشان دادند که همجوشی شناختی با مسائل و اختلالات روانی همبسته است و افرادی که در باورهای خود، همجوشی شناختی بالایی را دارند، استعداد بیشتری در مبتلا شدن به اختلالات روانی خواهند داشت [۱۷]. یافته‌های پژوهشی انجام شده در دهه اخیر نشان دادند که همجوشی شناختی در انعطاف ناپذیری روانشناختی [۱۸] و اضطراب اجتماعی [۱۹] نقش دارد.
در پژوهشی که به نقش میانجی‌گر عملکرد شناختی در رابطه بین فشارهای محیطی (مانند فشار خانواده) و اختلال استفاده از اینترنت با روش مدل‌سازی معادلات ساختاری پرداخته شد، علاوه بر تأیید رابطه مثبت و مستقیم بین فشارهای محیطی و اختلال استفاده از اینترنت، نقش میانجی‌گر عملکرد شناختی نیز تأیید شد [۲۰]. در پژوهشی دیگر نیز نشان دادند روابط بین فردی پریشان بر تمایل به اعتیاد به تلفن همراه از طریق میانجی‌گری همجوشی شناختی تأثیر میگذارد [۲۱].
با وجودی که در برخی از پژوهش‌های اخیر به نقش همجوشی شناختی با رفتارهای اعتیادی از قبیل استفاده مشکل‌زا از اینترنت و اعتیاد به گوشی همراه پرداخته شده است [۲۱]، اما بر طبق جستجوهای به عمل آمده، پژوهشی در خصوص تأثیر همجوشی شناختی بر اعتیاد به بازیهای برخط انجام نشده است و از طرفی دیگر در هیچ پژوهشی، همجوشی شناختی به عنوان متغیر میانجی‌گر در رابطه بین بدرفتاری روانشناختی دوران کودکی با اعتیاد به بازیهای برخط بررسی نشده است. بنابراین، هدف از مطالعه حاضر طراحی و آزمون مدل ساختاری اعتیاد به بازیهای برخط بر اساس بدرفتاری روانشناختی دوران کودکی با میانجی‌گری همجوشی شناختی می‌باشد (نمودار ۱).
نمودار ۱- مدل فرضی ساختاری اعتیاد به بازیهای برخط بر اساس بدرفتاری روانشناختی دوران کودکی با میانجی‌گری همجوشی شناختی در نوجوانان شهر بستک در سال تحصیلی ۱۴۰۱
جدول ۲- شاخص‌های اصلی ارزیابی نهایی کیفیت مدل اعتیاد به بازیهای برخط بر اساس بدرفتاری روانشناختی دوران کودکی با میانجی‌گری همجوشی شناختی در نوجوانان شهر بستک در سال تحصیلی ۱۴۰۱ (۳۳۷=n)
نمودار ۲- ضرایب مدل اندازه‌گیری اعتیاد به بازیهای برخط بر اساس بدرفتاری روانشناختی دوران کودکی با میانجی‌گری همجوشی شناختی در نوجوانان شهر بستک در سال تحصیلی ۱۴۰۱ (۳۳۷=n)
References
Designing and Testing the Structural Model of Online Gaming Addiction Based on Childhood Psychological Maltreatment with the Mediating Role of Cognitive Fusion: A Descriptive Study
Mohammad Herangza[5], Nader Hajloo[6], Mohammad Narimani[7], Sajjad Basharpoor[8]
Received: 12/08/23 Sent for Revision: 08/10/23 Received Revised Manuscript: 31/12/23 Accepted: 03/01/24
Background and Objectives: Online gaming addiction has a negative effect on the physical and mental health of adolescents. The present study was conducted with the aim of determining the mediating role of cognitive fusion in the relationship between childhood psychological maltreatment and online gaming addiction.
Materials and Methods: In the current descriptive study, the statistical population included all middle school students (boys and girls) in the Education Department of Bastak (Hormozgan Province), who were studying in the academic year 2021-2022, and 350 people were selected as a sample using the multi-stage cluster random sampling method. They answered questionnaires of psychological maltreatment, cognitive fusion, and online gaming addiction. Structural equations modeling was used to analyze the data.
Results: The results showed that emotional responsiveness, rejection/intimidation, unethical/not being honest, high expectations/inflexibility, and isolation are directly and significantly related to online gaming addiction with coefficient values of 0.48, 0.41, 0.28, 0.31, and 0.32, respectively (p<0.001). Also, emotional responsiveness, rejection/intimidation, high expectations/inflexibility, and isolation have a significant relationship with online game addiction indirectly with the mediation of cognitive fusion with coefficient values of 0.24, 0.19, 0.08 and 0.14, respectively (p<0.001).
Conclusion: The present study showed that childhood psychological maltreatment has a significant relationship directly and indirectly with the mediation of cognitive fusion, with online gaming addiction. From a practical point of view, experts can evaluate the communication methods of parents with their children on the one hand, and on the other hand, seek to reduce online gaming addiction and cognitive exploits, along with cognitive and retrospective challenges.
Key words: Online gaming addiction, Childhood psychological maltreatment, Adolescents, Cognitive fusion
Funding: This study was funded by University of Mohaghegh Ardabili.
Conflict of interest: None declared.
Ethical approval: The Ethics Committee of Mohaghegh Ardabili University approved the study (IR.UMA.REC.1400.047).
How to cite this article: Herangza Mohammad, Hajloo Nader, Narimani Mohammad, Basharpoor Sajjad. Designing and Testing the Structural Model of Online Gaming Addiction Based on Childhood Psychological Maltreatment with the Mediating Role of Cognitive Fusion: A Descriptive Study. J Rafsanjan Univ Med Sci 2024; 22 (10): 1089-1104. [Farsi]
متن کامل: (329 مشاهده)
مقاله پژوهشی
مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان
دوره 22، دی 1402، 1104-1089
طراحی و آزمون مدل ساختاری اعتیاد به بازیهای برخط بر اساس بدرفتاری روانشناختی دوران کودکی با نقش میانجی همجوشی شناختی: یک مطالعه توصیفی
محمد هرنگ‌زا[1]، نادر حاجلو[2]، محمد نریمانی[3]، سجاد بشرپور[4]
دریافت مقاله:21/05/1402 ارسال مقاله به نویسنده جهت اصلاح: 16/07/1402 دریافت اصلاحیه از نویسنده: 10/10/1402 پذیرش مقاله: 13/10/1402
چکیده
زمینه و هدف: اعتیاد به بازیهای برخط بر سلامت جسمی و روانی نوجوانان تأثیر منفی میگذارد. پژوهش حاضر با هدف تعیین نقش میانجی همجوشی شناختی در رابطه بدرفتاری روانشناختی دوران کودکی با اعتیاد به بازیهای برخط انجام شد.
مواد و روش‌ها: در پژوهش توصیفی حاضر، جامعه آماری شامل کلیه دانش‌آموزان (نوجوانان) دختر و پسر دوره اول متوسطه منطقه آموزش و پرورش بستک هرمزگان بود که در سال تحصیلی ۱۴۰۱-۱۴۰۰ به تحصیل اشتغال داشتند که با استفاده از روش نمونه‌گیری تصادفی خوشه‌ای چند مرحله‌ای تعداد ۳۵۰ نفر به عنوان نمونه انتخاب شدند و به پرسشنامههای بدرفتاری روانشناختی، همجوشی شناختی و اعتیاد به بازیهای برخط پاسخ دادند. جهت تجزیه و تحلیل داده‌ها از مدل‌سازی معادلات ساختاری استفاده شد.
یافته‌ها: نتایج نشان داد که پاسخ‌گویی هیجانی، طرد کردن/ترساندن، غیراخلاقی/صادقانه نبودن، پرتوقع/انعطاف‌ناپذیری، منزوی‌سازی به ترتیب با مقدار ضریب ۴۸/۰، ۴۱/۰، ۲۸/۰، ۳۱/۰ و ۳۲/۰ به صورت مستقیم با اعتیاد به بازیهای برخط ارتباط معناداری دارند (۰۰۱/۰P<). همچنین، پاسخ‌گویی هیجانی، طرد کردن/ترساندن، پرتوقع/انعطاف‌ناپذیری و منزوی‌سازی به ترتیب با مقدار ضریب ۲۴/۰، ۱۹/۰، ۰۸/۰ و ۱۴/۰ با میانجی‌گری همجوشی شناختی به صورت غیرمستقیم با اعتیاد به بازیهای برخط ارتباط معناداری دارند (۰۰۱/۰P<).
نتیجه‌گیری: مطالعه حاضر نشان داد بدرفتاری روانشناختی دوران کودکی به صورت مستقیم و غیرمستقیم با میانجی‌گری همجوشی شناختی، با اعتیاد به بازیهای برخط ارتباط معناداری دارند. از لحاظ کاربردی متخصصان می‌توانند از یک‌سو شیوه‌های ارتباطی والدین با فرزندان را مورد ارزیابی قرار داده و از سوی دیگر ضمن چالش‌های شناختی و گذشته‌نگر به دنبال کاهش اعتیاد به بازیهای برخط و سوء گیری‌های شناختی باشند.
واژه‌های کلیدی: اعتیاد به بازیهای برخط، بدرفتاری روانشناختی دوران کودکی، نوجوانان، همجوشی شناختی
مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان
دوره 22، دی 1402، 1104-1089
طراحی و آزمون مدل ساختاری اعتیاد به بازیهای برخط بر اساس بدرفتاری روانشناختی دوران کودکی با نقش میانجی همجوشی شناختی: یک مطالعه توصیفی
محمد هرنگ‌زا[1]، نادر حاجلو[2]، محمد نریمانی[3]، سجاد بشرپور[4]
دریافت مقاله:21/05/1402 ارسال مقاله به نویسنده جهت اصلاح: 16/07/1402 دریافت اصلاحیه از نویسنده: 10/10/1402 پذیرش مقاله: 13/10/1402
چکیده
زمینه و هدف: اعتیاد به بازیهای برخط بر سلامت جسمی و روانی نوجوانان تأثیر منفی میگذارد. پژوهش حاضر با هدف تعیین نقش میانجی همجوشی شناختی در رابطه بدرفتاری روانشناختی دوران کودکی با اعتیاد به بازیهای برخط انجام شد.
مواد و روش‌ها: در پژوهش توصیفی حاضر، جامعه آماری شامل کلیه دانش‌آموزان (نوجوانان) دختر و پسر دوره اول متوسطه منطقه آموزش و پرورش بستک هرمزگان بود که در سال تحصیلی ۱۴۰۱-۱۴۰۰ به تحصیل اشتغال داشتند که با استفاده از روش نمونه‌گیری تصادفی خوشه‌ای چند مرحله‌ای تعداد ۳۵۰ نفر به عنوان نمونه انتخاب شدند و به پرسشنامههای بدرفتاری روانشناختی، همجوشی شناختی و اعتیاد به بازیهای برخط پاسخ دادند. جهت تجزیه و تحلیل داده‌ها از مدل‌سازی معادلات ساختاری استفاده شد.
یافته‌ها: نتایج نشان داد که پاسخ‌گویی هیجانی، طرد کردن/ترساندن، غیراخلاقی/صادقانه نبودن، پرتوقع/انعطاف‌ناپذیری، منزوی‌سازی به ترتیب با مقدار ضریب ۴۸/۰، ۴۱/۰، ۲۸/۰، ۳۱/۰ و ۳۲/۰ به صورت مستقیم با اعتیاد به بازیهای برخط ارتباط معناداری دارند (۰۰۱/۰P<). همچنین، پاسخ‌گویی هیجانی، طرد کردن/ترساندن، پرتوقع/انعطاف‌ناپذیری و منزوی‌سازی به ترتیب با مقدار ضریب ۲۴/۰، ۱۹/۰، ۰۸/۰ و ۱۴/۰ با میانجی‌گری همجوشی شناختی به صورت غیرمستقیم با اعتیاد به بازیهای برخط ارتباط معناداری دارند (۰۰۱/۰P<).
نتیجه‌گیری: مطالعه حاضر نشان داد بدرفتاری روانشناختی دوران کودکی به صورت مستقیم و غیرمستقیم با میانجی‌گری همجوشی شناختی، با اعتیاد به بازیهای برخط ارتباط معناداری دارند. از لحاظ کاربردی متخصصان می‌توانند از یک‌سو شیوه‌های ارتباطی والدین با فرزندان را مورد ارزیابی قرار داده و از سوی دیگر ضمن چالش‌های شناختی و گذشته‌نگر به دنبال کاهش اعتیاد به بازیهای برخط و سوء گیری‌های شناختی باشند.
واژه‌های کلیدی: اعتیاد به بازیهای برخط، بدرفتاری روانشناختی دوران کودکی، نوجوانان، همجوشی شناختی
مقدمه
بازیهای برخط یکی از انواع بازیهای اینترنتی است که امروزه این نوع بازی‌ها به یک پدیده محبوب و جذاب برای اوقات فراغات بسیاری از کودکان و نوجوانان تبدیل شده است. با افزایش سریع استفاده از اینترنت در سال‌های اخیر در سطح جهان، اعتیاد به بازیهای برخط (Online games addiction) در بین کودکان و نوجوانان یک نگرانی رو به رشد است [۱]. ۷۵ تا ۹۰ درصد کودکان و نوجوانان در سنین مدرسه درگیر بازیهای برخط و رایانه‌ای هستند که میزان شیوع برای اعتیاد به بازیهای برخط در نوجوانان و جوانان ۲/۱ تا ۵/۸ درصد تخمین زده شده است [۲].
یکی از عوامل زمینه‌ساز اعتیاد به بازیهای برخط، رفتار نامطلوب با کودک در محیط خانواده از طرف افراد خانواده یا نزدیکان به صورت بدرفتاری جسمی، عاطفی، جنسی و یا غفلت در مورد کودک می‌باشد که می‌تواند در شکل‌گیری ساختار و کارکرد نظام روانشناختی فرد در بزرگ‌سالی مشکلات متعددی را به وجود آورد [۳].
بدرفتاری‌های روانشناختی دوران کودکی به عنوان یک عامل آسیب‌زای کودکی برای ایجاد رفتار اعتیادآور پیشنهاد شده است [۴]. علاوه بر ارتباط مستقیم بین بدرفتاری در دوران کودکی با اعتیاد به اینترنت [۵] و اعتیاد به بازیهای دیجیتال [۷-۶]، مطالعات قبلی نیز تلاش‌هایی را برای کشف مکانیسم‌های بالقوه آن انجام داده‌اند. به عنوان مثال، Ma و همکاران دریافتند که بدرفتاری در دوران کودکی به طور غیرمستقیم با اعتیاد به اینترنت از طریق تنهایی مرتبط است [۸]؛ سایر واسطه‌های بین بدرفتاری دوران کودکی و اعتیاد به اینترنت و بازیهای برخط عبارتند از تفکر خودکار منفی [۹]، ناگویی هیجانی [۱۰]، راهبردهای تنظیم شناختی هیجان [۱۱] و سبک‌های مقابله‌ای منفی[۱۲]. شایان ذکر است که مدل‌های پژوهشی بسیاری، بدرفتاری‌ها و تروماهای دوران کودکی را یک عامل خطر تلقی کرده است که باعث ایجاد سبک‌های ناسازگار شناختی (مانند همجوشی شناختی) میشود [۱۴-۱۳].
یکی از تحریفات شناختی و باورهای شناختی آسیب‌پذیر، همجوشی شناختی (Cognitive fusion) است که می‌تواند از بدرفتاری روان شناختی دوران کودکی تأثیر بپذیرد و به تبع آن بر رفتارهای اعتیاد به بازیهای برخط تأثیرگذار باشد. اخیراً، نظریه درمان پذیرش و تعهد (Acceptance and commitment therapy) الگوی جدیدی برای درک اعتیاد ارائه کرده است که اعتیاد به عنوان یک جزء از مجموعه رفتار آموخته شده توسط همجوشی شناختی تصور می شود [۱۵]. همجوشی شناختی سازه‌ای اجتماعی و شناختی است و آن‌گونه فرد را گیج و سردرگم می‌کند که پس از مدتی بعد به عنوان تفسیری صحیح از تجربه‌های فردی قلمداد شده و آنگاه از تجارب واقعی فرد قابل تفکیک نیستند [۱۶].
Gillanders و همکاران در یافته‌های پژوهشی خود نشان دادند که همجوشی شناختی با مسائل و اختلالات روانی همبسته است و افرادی که در باورهای خود، همجوشی شناختی بالایی را دارند، استعداد بیشتری در مبتلا شدن به اختلالات روانی خواهند داشت [۱۷]. یافته‌های پژوهشی انجام شده در دهه اخیر نشان دادند که همجوشی شناختی در انعطاف ناپذیری روانشناختی [۱۸] و اضطراب اجتماعی [۱۹] نقش دارد.
در پژوهشی که به نقش میانجی‌گر عملکرد شناختی در رابطه بین فشارهای محیطی (مانند فشار خانواده) و اختلال استفاده از اینترنت با روش مدل‌سازی معادلات ساختاری پرداخته شد، علاوه بر تأیید رابطه مثبت و مستقیم بین فشارهای محیطی و اختلال استفاده از اینترنت، نقش میانجی‌گر عملکرد شناختی نیز تأیید شد [۲۰]. در پژوهشی دیگر نیز نشان دادند روابط بین فردی پریشان بر تمایل به اعتیاد به تلفن همراه از طریق میانجی‌گری همجوشی شناختی تأثیر میگذارد [۲۱].
با وجودی که در برخی از پژوهش‌های اخیر به نقش همجوشی شناختی با رفتارهای اعتیادی از قبیل استفاده مشکل‌زا از اینترنت و اعتیاد به گوشی همراه پرداخته شده است [۲۱]، اما بر طبق جستجوهای به عمل آمده، پژوهشی در خصوص تأثیر همجوشی شناختی بر اعتیاد به بازیهای برخط انجام نشده است و از طرفی دیگر در هیچ پژوهشی، همجوشی شناختی به عنوان متغیر میانجی‌گر در رابطه بین بدرفتاری روانشناختی دوران کودکی با اعتیاد به بازیهای برخط بررسی نشده است. بنابراین، هدف از مطالعه حاضر طراحی و آزمون مدل ساختاری اعتیاد به بازیهای برخط بر اساس بدرفتاری روانشناختی دوران کودکی با میانجی‌گری همجوشی شناختی می‌باشد (نمودار ۱).
نمودار ۱- مدل فرضی ساختاری اعتیاد به بازیهای برخط بر اساس بدرفتاری روانشناختی دوران کودکی با میانجی‌گری همجوشی شناختی در نوجوانان شهر بستک در سال تحصیلی ۱۴۰۱
مواد و روش‌ها
پژوهش حاضر از لحاظ هدف در زمره پژوهش‌های کاربردی و بنیادی و از لحاظ روش در زمره پژوهش‌های توصیفی از نوع معادلات ساختاری بود که با کد اخلاق IR.UMA.REC.1400.047 توسط کمیته اخلاق دانشگاه محقق اردبیلی مورد تأیید قرار گرفته است. جامعه آماری پژوهش شامل کلیه دانش‌آموزان (نوجوانان) دختر و پسر دوره اول متوسطه منطقه آموزش و پرورش بستک هرمزگان بود که در سال تحصیلی ۱۴۰۱-۱۴۰۰ به تحصیل اشتغال داشتند.
روش نمونه‌گیری به صورت تصادفی خوشه‌ای چندمرحله‌ای بود، به طوری که ابتدا از بین ۳۲ مدارس متوسطه دوره اول شهرستان بستک، به صورت تصادفی (به شیوه قرعهکشی) ۱۰ مدرسه و از بین هر یک از این مدارس ۲ کلاس انتخاب شدند. از آنجایی که به اعتقاد بسیاری از پژوهش‌گران، حداقل حجم نمونه لازم در مدل‌های ساختاری ۲۰۰ نفر می‌باشد [۲۲]، در ابتدا حجم نمونه‌ای برابر با ۳۰۰ نفر در نظر گرفته شد و با توجه به اینکه احتمال افت نمونه‌ها می‌رفت، جهت دسترسی به نتایج قابل قبول‌تر، ۵۰ نفر به حجم نمونه اضافه شد و بنابراین مجموعاً ۳۵۰ نفر با استفاده از نمونه‌گیری تصادفی خوشه‌ای چندمرحله‌ای به عنوان نمونه انتخاب شدند که پس از حذف داده‌های پرت، ۳۳۷ پرسش‌نامه وارد تحلیل آماری شد.
روش جمع‌آوری اطلاعات بدین‌گونه بود که پرسش‌نامه‌ها در دو قسمت که قسمت اول شامل اطلاعات جمعیت شناختی (سن، جنسیت، پایه تحصیلی) و قسمت دوم شامل پرسشنامههای بدرفتاری روانشناختی، همجوشی شناختی و اعتیاد به بازیهای برخط بود که با توجه به همه‌گیری کووید-۱۹ در هنگام اجرای پژوهش، ابزارها در نرمافزار دیجی سروی (DigiSurvey) طراحی و پس از هماهنگی با برخی مدیران مدارس متوسطه اول، به شکل برخط از طریق گذاشتن لینک آن‌ها در گروه‌های کلاسی و کانال‌های واتس‌اپ در اختیار آزمودنیها قرار گرفت. سپس جهت ملاحظات اخلاقی، ضمن هماهنگی مدیر مدرسه با اولیای دانش‌آموزان و با در نظر گرفتن رغبت و میل آنان، از دانش‌آموزان درخواست شد به ابزارها پاسخ دهند و به داوطلبین اطمینان خاطر داده شد که اطلاعات آن‌ها محرمانه خواهند ماند و هیچ محدودیت زمانی در اجرای پرسش‌نامه‌ها وجود ندارد. ابزارهای بهکار گرفته شده در این پژوهش عبارتند از:
مقیاس بدرفتاری روانشناختی (Psychological Maltreatment Inventory-24): یک ابزار خودگزارشی ۲۴ گویهای گذشته‌نگر از حوادث مربوط به بدرفتاری‌های استرس‌زای گذشته می‌باشد که توسطCoates و همکارش در سال ۲۰۱۴ ساخته شد [۲۳]. در ابتدا این ابزار دارای ۵۷ گویه بوده است، اما بعد به ۵ عامل اصلی تقلیل یافته است. عوامل مذکور شامل عدم پاسخ‌گویی از نظر هیجانی، طرد کردن/ترساندن، غیراخلاقی/صادقانه نبودن، پرتوقع/ انعطاف‌ناپذیر بودن و منزوی‌سازی می‌باشد. پاسخ‌دهندگان در یک طیف ۵ نمره‌ای کاملاً مخالف=۱ تا کاملاً موافق=۵ به آن پاسخ داده و دامنه نمرات ۲۴ تا ۱۲۰ می‌باشد که نمرات بالاتر نشان دهنده مورد بدرفتاری بیشتر قرار گرفتن می‌باشد [۲۳]. ضریب همسانی درونی برای مقیاس حاضر در بین دانشجویان ۹۰/۰ تا ۹۶/۰ بوده است [۲۳]. در پژوهش Coates و همکارش ضریب همسانی درونی برای مقیاس عدم پاسخ‌گویی از نظر هیجانی ۹۱/۰، برای مقیاس طرد کردن/ترساندن ۸۰ صدم، برای مقیاس غیراخلاقی/صادقه نبودن ۵۸/۰ و برای مقیاس پرتوقع/انعطاف‌ناپذیر ۷۰ صدم بود. در پژوهش حاضر نیز جهت تعیین روایی سازه این ابزار، تحلیل عاملی تأییدی به روش مؤلفه‌های اصلی همراه با چرخش varimax بهکار گرفته شد. تعداد عوامل بر اساس نمودار سنگریزه (Scree plot) و مقادیر ویژه تعیین گردید که در نهایت نتایج نشان داد که ساختار ۵ عاملی می‌تواند به بهترین نحو داده‌های پژوهشی را با ساختار نظری ابزار برازش دهد، به نحوی که این ساختار توانست بیش از ۷۳ صدم از واریانس کل ابزار را تبیین کند. همچنین، در پژوهش حاضر، ضریب آلفا کرونباخ برای عوامل پاسخ‌گویی هیجانی (۸۴/۰)، طرد کردن/ترساندن (۷۶/۰)، غیراخلاقی/صادقانه نبودن (۷۸/۰)، انعطاف‌ناپذیری/پرتوقع (۶۸/۰)، منزوی‌سازی (۸۸/۰) در حد قابل قبول تا عالی به دست آمد.
مقیاس همجوشی شناختی (Cognitive Fusion Questionnaire): این ابزار توسط Gillanders و همکاران در سال ۲۰۱۴ برای سنجش همجوشی شناختی افراد تهیه شده و دارای ۷ گویه در طیف لیکرت ۷ درجه‌ای می‌باشد [۲۴]. در نمرهگذاری ابزار، نمره ۱ برای همیشه درست و به ترتیب تا نمره ۷ برای هرگز درست نیست، تعلق می‌گیرد. دامنه نمرات این ابزار ۷ تا ۴۹ خواهد بود و نمرات بالاتر نشان از تمایل بیشتر به همجوشی شناختی می‌باشد. اعتبار این مقیاس توسط Gillanders و همکاران در کارهای پژوهشی و بالینی مورد تأیید قرار گرفته است. همچنین، ضریب آلفا کرونباخ مقیاس را ۹۳/۰ و ضریب پایایی بازآزمایی را در فاصله ۴ هفته‌ای ۸۰/۰ گزارش کردند [۲۴]. ضریب همبستگی مقیاس با مقیاس تعهد و پذیرش و مقیاس ذهن‌آگاهی Southampton به ترتیب برابر ۷۲/۰ و ۷۰/۰ به دست آمد. Akbari و همکاران ضریب آلفا کرونباخ را ۹۱/۰ و ضریب پایایی بازآزمایی به فاصله ۵ هفته را هم ۸۶/۰ گزارش کردند [۲۵]. در پژوهش حاضر، ضریب پایایی به روش آلفا کرونباخ ۷۸/۰ به دست آمد. همچنین، جهت تعیین روایی این ابزار، روش همسانی درونی (Internal consistency) به کار گرفته شد. نتایج نشان داد که نمرات تک تک گویه‌ها با نمره کل آزمون از همبستگی قابل قبول و بالایی (دامنه ۶۸/۰ تا ۸۷/۰) برخوردار بود. ضریب آلفای کرونباخ گویه‌ها و نمره کل آزمون در دامنه ۸۵/۰ تا ۹۳/۰ در حد عالی به دست آمد.
مقیاس اعتیاد به بازیهای برخط (Online Game Addiction): در این پژوهش از نسخه فارسی مقیاس اعتیاد به بازیهای برخط استفاده گردید [۲۶]. این مقیاس دارای ۲۰ گویه می‌باشد که دامنه نمرات کلی این مقیاس ۲۰ تا ۱۰۰ می‌باشد و نمره بالاتر نشان از تمایل بیشتر به بازیهای برخط است. هر یک از سؤالات با مقیاس لیکرت (به‌ندرت=۱، گاه‌گاهی=۲، مکرراً=۳، اغلب=۴، همیشه=۵) نمرهگذاری شده‌اند. نقطه برش این مقیاس، نمره ۵۳ است که نمرات بالاتر اعتیاد به بازیهای برخط را نشان می‌دهد. در پژوهشها پایایی این مقیاس به روش آلفا کرونباخ ۹/۰ به دست آمد و جهت بررسی روایی همگرایی، همبستگی بین نمره‌های پرسش‌نامه اعتیاد به اینترنت و مقیاس اعتیاد به بازیهای برخط بررسی شد که طبق انتظار همبستگی بالایی وجود داشت (۷۱/۰=r، ۰۰۱/۰>P) [۲۷]. در ایران نیز پایایی این مقیاس را به روش آلفا کرونباخ ۹۵/۰ گزارش شد [۲۶]. در پژوهش حاضر، جهت تعیین روایی این ابزار، روش همسانی درونی به کار گرفته شد. نتایج نشان داد که نمرات تک تک گویه‌ها با نمره کل آزمون از همبستگی قابل قبول و بالایی (دامنه ۴۵/۰ تا ۸۵/۰) برخوردار بود. البته گویه ۴ به دلیل همبستگی پایین (کمتر از ۳/۰) با نمره کل مقیاس از پرسش‌نامه حذف گردید. بنابراین، مقیاس اعتیاد به بازیهای برخط از ۲۰ گویه به ۱۹ گویه تقلیل پیدا کرد. ضریب آلفای کرونباخ گویه‌ها و نمره کل آزمون در دامنه ۷۶/۰ تا ۹۲/۰ در حد قابل قبول تا عالی به دست آمد.
جهت تجزیه و تحلیل داده‌ها از نرمافزار SPSS نسخه 20، برای بررسی شاخص‌های آمار توصیفی و مفرضات مدل پیشنهادی و از نرمافزار AMOS نسخه 20 با استفاده از مدل‌سازی معادلات ساختاری، برای بررسی مسیرهای مستقیم متغیرها و با روش Bootstrap با فاصله اطمینان ۹۵ درصد، برای بررسی مسیرهای غیرمستقیم استفاده گردید.
نتایج
گروه نمونه پژوهش را ۳۳۷ دانش‌آموز دوره اول متوسطه مشغول به تحصیل در مدارس دولتی در دامنه سنی ۱۴ تا ۱۷ سال با میانگین سنی ۴۰/۱۴ سال و انحراف معیار سنی ۰۳/۱ سال تشکیل دادند. ۱۱/۵۳ درصد (۱۷۹ نفر) از افراد گروه نمونه، پسر و ۸۸/۴۶ درصد (۱۵۸ نفر) دختر بودند. جدول ۱، شاخص‌های توصیفی متغیرهای پژوهش را نشان می‌دهد.
پژوهش حاضر از لحاظ هدف در زمره پژوهش‌های کاربردی و بنیادی و از لحاظ روش در زمره پژوهش‌های توصیفی از نوع معادلات ساختاری بود که با کد اخلاق IR.UMA.REC.1400.047 توسط کمیته اخلاق دانشگاه محقق اردبیلی مورد تأیید قرار گرفته است. جامعه آماری پژوهش شامل کلیه دانش‌آموزان (نوجوانان) دختر و پسر دوره اول متوسطه منطقه آموزش و پرورش بستک هرمزگان بود که در سال تحصیلی ۱۴۰۱-۱۴۰۰ به تحصیل اشتغال داشتند.
روش نمونه‌گیری به صورت تصادفی خوشه‌ای چندمرحله‌ای بود، به طوری که ابتدا از بین ۳۲ مدارس متوسطه دوره اول شهرستان بستک، به صورت تصادفی (به شیوه قرعهکشی) ۱۰ مدرسه و از بین هر یک از این مدارس ۲ کلاس انتخاب شدند. از آنجایی که به اعتقاد بسیاری از پژوهش‌گران، حداقل حجم نمونه لازم در مدل‌های ساختاری ۲۰۰ نفر می‌باشد [۲۲]، در ابتدا حجم نمونه‌ای برابر با ۳۰۰ نفر در نظر گرفته شد و با توجه به اینکه احتمال افت نمونه‌ها می‌رفت، جهت دسترسی به نتایج قابل قبول‌تر، ۵۰ نفر به حجم نمونه اضافه شد و بنابراین مجموعاً ۳۵۰ نفر با استفاده از نمونه‌گیری تصادفی خوشه‌ای چندمرحله‌ای به عنوان نمونه انتخاب شدند که پس از حذف داده‌های پرت، ۳۳۷ پرسش‌نامه وارد تحلیل آماری شد.
روش جمع‌آوری اطلاعات بدین‌گونه بود که پرسش‌نامه‌ها در دو قسمت که قسمت اول شامل اطلاعات جمعیت شناختی (سن، جنسیت، پایه تحصیلی) و قسمت دوم شامل پرسشنامههای بدرفتاری روانشناختی، همجوشی شناختی و اعتیاد به بازیهای برخط بود که با توجه به همه‌گیری کووید-۱۹ در هنگام اجرای پژوهش، ابزارها در نرمافزار دیجی سروی (DigiSurvey) طراحی و پس از هماهنگی با برخی مدیران مدارس متوسطه اول، به شکل برخط از طریق گذاشتن لینک آن‌ها در گروه‌های کلاسی و کانال‌های واتس‌اپ در اختیار آزمودنیها قرار گرفت. سپس جهت ملاحظات اخلاقی، ضمن هماهنگی مدیر مدرسه با اولیای دانش‌آموزان و با در نظر گرفتن رغبت و میل آنان، از دانش‌آموزان درخواست شد به ابزارها پاسخ دهند و به داوطلبین اطمینان خاطر داده شد که اطلاعات آن‌ها محرمانه خواهند ماند و هیچ محدودیت زمانی در اجرای پرسش‌نامه‌ها وجود ندارد. ابزارهای بهکار گرفته شده در این پژوهش عبارتند از:
مقیاس بدرفتاری روانشناختی (Psychological Maltreatment Inventory-24): یک ابزار خودگزارشی ۲۴ گویهای گذشته‌نگر از حوادث مربوط به بدرفتاری‌های استرس‌زای گذشته می‌باشد که توسطCoates و همکارش در سال ۲۰۱۴ ساخته شد [۲۳]. در ابتدا این ابزار دارای ۵۷ گویه بوده است، اما بعد به ۵ عامل اصلی تقلیل یافته است. عوامل مذکور شامل عدم پاسخ‌گویی از نظر هیجانی، طرد کردن/ترساندن، غیراخلاقی/صادقانه نبودن، پرتوقع/ انعطاف‌ناپذیر بودن و منزوی‌سازی می‌باشد. پاسخ‌دهندگان در یک طیف ۵ نمره‌ای کاملاً مخالف=۱ تا کاملاً موافق=۵ به آن پاسخ داده و دامنه نمرات ۲۴ تا ۱۲۰ می‌باشد که نمرات بالاتر نشان دهنده مورد بدرفتاری بیشتر قرار گرفتن می‌باشد [۲۳]. ضریب همسانی درونی برای مقیاس حاضر در بین دانشجویان ۹۰/۰ تا ۹۶/۰ بوده است [۲۳]. در پژوهش Coates و همکارش ضریب همسانی درونی برای مقیاس عدم پاسخ‌گویی از نظر هیجانی ۹۱/۰، برای مقیاس طرد کردن/ترساندن ۸۰ صدم، برای مقیاس غیراخلاقی/صادقه نبودن ۵۸/۰ و برای مقیاس پرتوقع/انعطاف‌ناپذیر ۷۰ صدم بود. در پژوهش حاضر نیز جهت تعیین روایی سازه این ابزار، تحلیل عاملی تأییدی به روش مؤلفه‌های اصلی همراه با چرخش varimax بهکار گرفته شد. تعداد عوامل بر اساس نمودار سنگریزه (Scree plot) و مقادیر ویژه تعیین گردید که در نهایت نتایج نشان داد که ساختار ۵ عاملی می‌تواند به بهترین نحو داده‌های پژوهشی را با ساختار نظری ابزار برازش دهد، به نحوی که این ساختار توانست بیش از ۷۳ صدم از واریانس کل ابزار را تبیین کند. همچنین، در پژوهش حاضر، ضریب آلفا کرونباخ برای عوامل پاسخ‌گویی هیجانی (۸۴/۰)، طرد کردن/ترساندن (۷۶/۰)، غیراخلاقی/صادقانه نبودن (۷۸/۰)، انعطاف‌ناپذیری/پرتوقع (۶۸/۰)، منزوی‌سازی (۸۸/۰) در حد قابل قبول تا عالی به دست آمد.
مقیاس همجوشی شناختی (Cognitive Fusion Questionnaire): این ابزار توسط Gillanders و همکاران در سال ۲۰۱۴ برای سنجش همجوشی شناختی افراد تهیه شده و دارای ۷ گویه در طیف لیکرت ۷ درجه‌ای می‌باشد [۲۴]. در نمرهگذاری ابزار، نمره ۱ برای همیشه درست و به ترتیب تا نمره ۷ برای هرگز درست نیست، تعلق می‌گیرد. دامنه نمرات این ابزار ۷ تا ۴۹ خواهد بود و نمرات بالاتر نشان از تمایل بیشتر به همجوشی شناختی می‌باشد. اعتبار این مقیاس توسط Gillanders و همکاران در کارهای پژوهشی و بالینی مورد تأیید قرار گرفته است. همچنین، ضریب آلفا کرونباخ مقیاس را ۹۳/۰ و ضریب پایایی بازآزمایی را در فاصله ۴ هفته‌ای ۸۰/۰ گزارش کردند [۲۴]. ضریب همبستگی مقیاس با مقیاس تعهد و پذیرش و مقیاس ذهن‌آگاهی Southampton به ترتیب برابر ۷۲/۰ و ۷۰/۰ به دست آمد. Akbari و همکاران ضریب آلفا کرونباخ را ۹۱/۰ و ضریب پایایی بازآزمایی به فاصله ۵ هفته را هم ۸۶/۰ گزارش کردند [۲۵]. در پژوهش حاضر، ضریب پایایی به روش آلفا کرونباخ ۷۸/۰ به دست آمد. همچنین، جهت تعیین روایی این ابزار، روش همسانی درونی (Internal consistency) به کار گرفته شد. نتایج نشان داد که نمرات تک تک گویه‌ها با نمره کل آزمون از همبستگی قابل قبول و بالایی (دامنه ۶۸/۰ تا ۸۷/۰) برخوردار بود. ضریب آلفای کرونباخ گویه‌ها و نمره کل آزمون در دامنه ۸۵/۰ تا ۹۳/۰ در حد عالی به دست آمد.
مقیاس اعتیاد به بازیهای برخط (Online Game Addiction): در این پژوهش از نسخه فارسی مقیاس اعتیاد به بازیهای برخط استفاده گردید [۲۶]. این مقیاس دارای ۲۰ گویه می‌باشد که دامنه نمرات کلی این مقیاس ۲۰ تا ۱۰۰ می‌باشد و نمره بالاتر نشان از تمایل بیشتر به بازیهای برخط است. هر یک از سؤالات با مقیاس لیکرت (به‌ندرت=۱، گاه‌گاهی=۲، مکرراً=۳، اغلب=۴، همیشه=۵) نمرهگذاری شده‌اند. نقطه برش این مقیاس، نمره ۵۳ است که نمرات بالاتر اعتیاد به بازیهای برخط را نشان می‌دهد. در پژوهشها پایایی این مقیاس به روش آلفا کرونباخ ۹/۰ به دست آمد و جهت بررسی روایی همگرایی، همبستگی بین نمره‌های پرسش‌نامه اعتیاد به اینترنت و مقیاس اعتیاد به بازیهای برخط بررسی شد که طبق انتظار همبستگی بالایی وجود داشت (۷۱/۰=r، ۰۰۱/۰>P) [۲۷]. در ایران نیز پایایی این مقیاس را به روش آلفا کرونباخ ۹۵/۰ گزارش شد [۲۶]. در پژوهش حاضر، جهت تعیین روایی این ابزار، روش همسانی درونی به کار گرفته شد. نتایج نشان داد که نمرات تک تک گویه‌ها با نمره کل آزمون از همبستگی قابل قبول و بالایی (دامنه ۴۵/۰ تا ۸۵/۰) برخوردار بود. البته گویه ۴ به دلیل همبستگی پایین (کمتر از ۳/۰) با نمره کل مقیاس از پرسش‌نامه حذف گردید. بنابراین، مقیاس اعتیاد به بازیهای برخط از ۲۰ گویه به ۱۹ گویه تقلیل پیدا کرد. ضریب آلفای کرونباخ گویه‌ها و نمره کل آزمون در دامنه ۷۶/۰ تا ۹۲/۰ در حد قابل قبول تا عالی به دست آمد.
جهت تجزیه و تحلیل داده‌ها از نرمافزار SPSS نسخه 20، برای بررسی شاخص‌های آمار توصیفی و مفرضات مدل پیشنهادی و از نرمافزار AMOS نسخه 20 با استفاده از مدل‌سازی معادلات ساختاری، برای بررسی مسیرهای مستقیم متغیرها و با روش Bootstrap با فاصله اطمینان ۹۵ درصد، برای بررسی مسیرهای غیرمستقیم استفاده گردید.
نتایج
گروه نمونه پژوهش را ۳۳۷ دانش‌آموز دوره اول متوسطه مشغول به تحصیل در مدارس دولتی در دامنه سنی ۱۴ تا ۱۷ سال با میانگین سنی ۴۰/۱۴ سال و انحراف معیار سنی ۰۳/۱ سال تشکیل دادند. ۱۱/۵۳ درصد (۱۷۹ نفر) از افراد گروه نمونه، پسر و ۸۸/۴۶ درصد (۱۵۸ نفر) دختر بودند. جدول ۱، شاخص‌های توصیفی متغیرهای پژوهش را نشان می‌دهد.
جدول ۱- شاخص‌های توصیفی نمرات مؤلفه‌های بدرفتاری روانشناختی، همجوشی شناختی و اعتیاد به بازیهای برخط در نوجوانان شهر بستک در سال تحصیلی ۱۴۰۱ (۳۳۷=n)
| متغیرها | دامنه نمرات | میانگین | انحراف استاندارد | حداقل | حداکثر | چولگی (کجی) | کشیدگی |
| پاسخ‌گویی هیجانی | ۶ تا ۳۰ | ۵۳/۱۶ | ۴۳/۴ | ۲۷ | ۱۱ | ۴۵۸/۰- | ۵۲۳/۰ |
| طرد کردن/ترساندن | ۶ تا ۳۰ | ۱۱/۱۴ | ۸۸/۴ | ۱۹ | ۵ | ۶۲۳/۰- | ۶۲۳/۰ |
| غیراخلاقی/صادقانه نبودن | ۴ تا ۲۰ | ۲۳/۱۳ | ۴۵/۳ | ۱۷ | ۷ | ۲۵۸/۰- | ۶۱۷/۰ |
| پرتوقع/انعطاف‌ناپذیری | ۳ تا ۱۵ | ۲۳/۹ | ۸۳/۲ | ۱۳ | ۶ | ۵۷۳/۰- | ۳۵۳/۰ |
| منزوی‌سازی | ۵ تا ۲۵ | ۳۲/۱۴ | ۷۵/۴ | ۲۳ | ۵ | ۳۶۵/۰- | ۷۲۳/۰ |
| همجوشی شناختی | ۷ تا ۴۹ | ۴۶/۲۸ | ۳۲/۴ | ۴۵ | ۱۳ | ۷۳۴/۰- | ۳۸۷/۰ |
| اعتیاد به بازیهای برخط | ۲۰ تا ۱۰۰ | ۳۹/۵۷ | ۷۱/۱۲ | ۹۲ | ۲۶ | ۶۵۷/۰- | ۴۴۶/۰ |
قبل از ارزیابی مدل ساختاری پژوهش، جهت رعایت کردن مفروضه‌های آماری و پیش‌فرض‌های مدل‌سازی معادلات ساختاری، پیش‌فرض‌های آماری لازم به آزمون گذاشته شد. یکی از پیش‌فرض‌ها، فرض نرمال بودن یا هنجار بودن توزیع متغیرهای پژوهش است که جهت ارزیابی این پیش‌فرض، آزمون ناپارامتریکKolmogorov-Smirnov اجرا گردید. پس از اجرای این آزمون، با توجه به مقدار Z و سطح معناداری (۰۵/۰P>) در هر یک از متغیرهای پژوهش، پیش‌فرض نرمال بودن یا هنجار بودن توزیع متغیرهای پژوهش مورد تأیید قرار گرفت.
یکی دیگر از پیش‌فرض‌ها، عدم هم‌خطی متغیرهای مستقل بود که با استفاده از شاخص عامل تورم واریانس (Variance inflation factor) ارزیابی شد که پیش‌فرض عدم هم‌خطی متغیرهای مستقل مورد تأیید قرار گرفت. به عبارتی دیگر، با توجه به اینکه مقدار شاخص عامل تورم واریانس متغیرهای پژوهش، کمتر از ۵ و یا نزدیک به ۱ است؛ مشکل هم‌خطی بین متغیرهای پژوهش وجود ندارد [۲۸]. یکی دیگر از مفروضات، مستقل بودن مشاهدات به ویژه داده‌های کمیت وابسته از یکدیگر می‌باشد. به معنای آن‌که مقدار یک مشاهده با مقدار مشاهده دیگر ارتباطی نداشته باشد و ورود یک مورد به داده‌ها نباید ورود مورد دیگری را تحت تأثیر قرار دهد که جهت بررسی آن از آزمونDurbin-Watson استفاده شد. اندازه آماره این آزمون در دامنه صفر تا ۴ قرار دارد که محدوده قابل قبول برای اندازه آماره عددی از 5/1 تا 5/2 است. با توجه به آماره Durbin-Watson (۸۳/۱) داده‌های این پژوهش، نشان داده شد که آماره Durbin-Watson در محدوده قابل قبول قرار دارد؛ به عبارتی دیگر، بیانگر عدم خودهمبستگی بین متغیرهای مستقل و وابسته پژوهش بود [۲۸].
نخست پس از اجرای مدل در نرمافزار AMOS و با توجه به ضرایب مسیر (β)، اثرات مستقیم متغیرها بررسی شد. جدول ۲، شاخص‌های برازش مدل فرضی با داده‌های مذکور را نشان می‌دهد. مقادیر نزدیک به ۹۰/۰ و یا بیشتر از آن نشان از مطلوب بودن مدل می‌باشد [۲۹]. شاخص جذر میانگین خطای تقریب (Root Mean Square Error of Approximation; RMSEA) ۰۳/۰ است که در محدوده مجاز (کمتر از ۰۸/۰) قرار دارد. سایر شاخص‌ها از قبیل نیکویی برازش (Goodness of Fit Index; GFI)، نیکویی برازش تعدیل یافته (Adjusted Goodness of Fit Index; AGFI)، برازندگی هنجار شده (Normal Fit Index; NFI)، برازندگی تطبیقی (Comparative Fit Index; CFI)، برازندگی افزایشی (Incremental Fit Index; IFI) و توکر-لوئیس (Tucker–Lewis Index; TLI) در محدوده مجاز (بالاتر از ۹/۰) قرار دارد.
یکی دیگر از پیش‌فرض‌ها، عدم هم‌خطی متغیرهای مستقل بود که با استفاده از شاخص عامل تورم واریانس (Variance inflation factor) ارزیابی شد که پیش‌فرض عدم هم‌خطی متغیرهای مستقل مورد تأیید قرار گرفت. به عبارتی دیگر، با توجه به اینکه مقدار شاخص عامل تورم واریانس متغیرهای پژوهش، کمتر از ۵ و یا نزدیک به ۱ است؛ مشکل هم‌خطی بین متغیرهای پژوهش وجود ندارد [۲۸]. یکی دیگر از مفروضات، مستقل بودن مشاهدات به ویژه داده‌های کمیت وابسته از یکدیگر می‌باشد. به معنای آن‌که مقدار یک مشاهده با مقدار مشاهده دیگر ارتباطی نداشته باشد و ورود یک مورد به داده‌ها نباید ورود مورد دیگری را تحت تأثیر قرار دهد که جهت بررسی آن از آزمونDurbin-Watson استفاده شد. اندازه آماره این آزمون در دامنه صفر تا ۴ قرار دارد که محدوده قابل قبول برای اندازه آماره عددی از 5/1 تا 5/2 است. با توجه به آماره Durbin-Watson (۸۳/۱) داده‌های این پژوهش، نشان داده شد که آماره Durbin-Watson در محدوده قابل قبول قرار دارد؛ به عبارتی دیگر، بیانگر عدم خودهمبستگی بین متغیرهای مستقل و وابسته پژوهش بود [۲۸].
نخست پس از اجرای مدل در نرمافزار AMOS و با توجه به ضرایب مسیر (β)، اثرات مستقیم متغیرها بررسی شد. جدول ۲، شاخص‌های برازش مدل فرضی با داده‌های مذکور را نشان می‌دهد. مقادیر نزدیک به ۹۰/۰ و یا بیشتر از آن نشان از مطلوب بودن مدل می‌باشد [۲۹]. شاخص جذر میانگین خطای تقریب (Root Mean Square Error of Approximation; RMSEA) ۰۳/۰ است که در محدوده مجاز (کمتر از ۰۸/۰) قرار دارد. سایر شاخص‌ها از قبیل نیکویی برازش (Goodness of Fit Index; GFI)، نیکویی برازش تعدیل یافته (Adjusted Goodness of Fit Index; AGFI)، برازندگی هنجار شده (Normal Fit Index; NFI)، برازندگی تطبیقی (Comparative Fit Index; CFI)، برازندگی افزایشی (Incremental Fit Index; IFI) و توکر-لوئیس (Tucker–Lewis Index; TLI) در محدوده مجاز (بالاتر از ۹/۰) قرار دارد.
جدول ۲- شاخص‌های اصلی ارزیابی نهایی کیفیت مدل اعتیاد به بازیهای برخط بر اساس بدرفتاری روانشناختی دوران کودکی با میانجی‌گری همجوشی شناختی در نوجوانان شهر بستک در سال تحصیلی ۱۴۰۱ (۳۳۷=n)
| ویژگی‌های برازندگی | مقدار | حد مجاز [۲۹] |
| شاخص نیکویی برازش (GFI) | ۹۱۷/۰ | بالاتر از ۹/۰ |
| شاخص نیکویی برازش تعدیل یافته (AGFI) | ۹۲۳/۰ | بالاتر از ۸/۰ |
| شاخص برازندگی هنجار شده (NFI) | ۹۳۶/۰ | بالاتر از ۹/۰ |
| شاخص برازندگی تطبیقی (CFI) | ۹۶۷/۰ | بالاتر از ۹/۰ |
| شاخص برازندگی افزایشی (IFI) | ۹۴۳/۰ | بالاتر از ۹/۰ |
| شاخص Tucker–Lewis (TLI) | ۹۵۷/۰ | بالاتر از ۹/۰ |
| جذر میانگین مجذور خطای تقریب (RMSEA) | ۰۳۰/۰ | کمتر از ۰۸/۰ |
با توجه به مقادیر شاخص‌های برازندگی فوق‌الذکر که به نوعی همه آن‌ها نشان از برازش قابل قبول و مطلوب با داده‌های پژوهشی بود، میتوان این مدل را مطلوب دانست که بر اساس آن میتوان روابط بین متغیرهای پژوهش را تبیین کرد. در ادامه مدل ساختاری پژوهش بررسی میشود. نمودار ۲، مدل خروجی نرمافزار AMOS را به همراه ضرایب مسیر نشان می‌دهد.
نمودار ۲- ضرایب مدل اندازه‌گیری اعتیاد به بازیهای برخط بر اساس بدرفتاری روانشناختی دوران کودکی با میانجی‌گری همجوشی شناختی در نوجوانان شهر بستک در سال تحصیلی ۱۴۰۱ (۳۳۷=n)
نتایج مدل‌سازی معادلات ساختاری نشان داد تمام روابط مؤلفه‌های بدرفتاری روانشناختی دوران کودکی با میانجی‌گری همجوشی شناختی با اعتیاد به بازیهای برخط (به جزء رابطه غیراخلاقی/صادقانه نبودن با همجوشی شناختی) معنی‌دار می‌باشد (۰۰۱/۰>P). از آنجایی که مسیر غیراخلاقی/صادقانه نبودن با همجوشی شناختی رابطه معنی‌داری به دست نیامد از مدل فرضی حذف گردید. با توجه به ضرایب مسیر به دست آمده و مقادیر ضرایب معناداری t در داخل پرانتز (نمودار ۲)، میتوان گفت که ضرایب معناداری t از ۹۶/۱ بیشتر بوده است و بنابراین فرضیه‌های پژوهش در سطح اطمینان ۹۵ درصد تأیید میشود و بدرفتاری روانشناختی دوران کودکی با میانجی‌گری همجوشی شناختی با اعتیاد به بازیهای برخط ارتباط معنی‌داری دارد (۰۰۱/۰>P).
از آنجایی که فرضیه‌های مهم این پژوهش، بررسی و به بوته آزمایش گذاشتن ارتباط غیرمستقیم متغیرها بود، با استفاده از نرمافزار AMOS، با روش Bootstrap با فاصله اطمینان ۹۵ درصد، این فر‌ض‌ها بررسی شد. نتایج حاصل از این آزمون در جدول ۳، نشان داده شده است. با توجه به نتایج حاصل از جدول ۳، میتوان گفت نقش میانجی‌گری همجوشی شناختی در رابطه بین مؤلفه‌های بدرفتاری روانشناختی با اعتیاد به بازیهای برخط در سطح ۰۵/۰ معنی‌دار است.
از آنجایی که فرضیه‌های مهم این پژوهش، بررسی و به بوته آزمایش گذاشتن ارتباط غیرمستقیم متغیرها بود، با استفاده از نرمافزار AMOS، با روش Bootstrap با فاصله اطمینان ۹۵ درصد، این فر‌ض‌ها بررسی شد. نتایج حاصل از این آزمون در جدول ۳، نشان داده شده است. با توجه به نتایج حاصل از جدول ۳، میتوان گفت نقش میانجی‌گری همجوشی شناختی در رابطه بین مؤلفه‌های بدرفتاری روانشناختی با اعتیاد به بازیهای برخط در سطح ۰۵/۰ معنی‌دار است.
جدول ۳- نتایج آزمون Bootstrap برای تحلیل مسیرهای غیرمستقیم مدل اعتیاد به بازیهای برخط بر اساس بدرفتاری روانشناختی دوران کودکی با میانجی‌گری همجوشی شناختی در نوجوانان شهر بستک در سال تحصیلی ۱۴۰۱ (۳۳۷=n)
| متغیر پیش‌بین | متغیر میانجی | متغیر ملاک | حد پایین | حد بالا | اثرات غیرمستقیم | تأیید یا رد |
| پاسخ‌گویی هیجانی | همجوشی شناختی | اعتیاد به بازیهای برخط | ۰۰۳/۰ | ۱۷۵/۰ | ۲۴۱/۰ | تأیید |
| طرد کردن/ترساندن | همجوشی شناختی | اعتیاد به بازیهای برخط | ۱۴۱/۰ | ۴۱۲/۰ | ۱۹۳/۰ | تأیید |
| پرتوقع/انعطاف‌ناپذیری | همجوشی شناختی | اعتیاد به بازیهای برخط | ۳۴۲/۰ | ۰۷۶/۰ | ۰۸/۰ | تأیید |
| منزوی‌سازی | همجوشی شناختی | اعتیاد به بازیهای برخط | ۰۰۸/۰ | ۱۴۸/۰ | ۱۶۵/۰ | تأیید |
بحث
پژوهش حاضر به بررسی رابطه بدرفتاری روانشناختی دوران کودکی و اعتیاد به بازیهای برخط با نقش میانجی‌گر همجوشی شناختی پرداخت. نتایج مدل‌سازی معادلات ساختاری نشان داد همه مؤلفه‌های بدرفتاری روانشناختی ارتباط مستقیم با اعتیاد به بازیهای برخط دارند که با یافته‌های برخی پژوهشها همسو می‌باشد [۷-۵]. آن‌چه در تبیین این یافته قابل ذکر است بدرفتاری روانشناختی والدین نسبت به کودکان گویا شکست مراقبین در مهیا کردن محیط حمایت کننده و رشدی مناسب است. مطابق با یافته‌های Ling-Yan و همکاران، در خانواده‌هایی که میزان همبستگی و انطباق‌پذیری بین اعضاء خانواده پایین باشد نه تنها محیط حمایت کننده وجود نداشته بلکه محیطی سرشار از تهدید، تحقیر و نادیده گرفتن وجود داشته که پاسخ‌گوی نیازهای عاطفی و هیجانی فرزندان نبوده و در نهایت منجر به احساس عدم شایستگی و ارزش‌مندی نسبت به خویشتن میشود [۳۰]. در چنین شرایطی، نوجوان برای فرار از واقعیت بیرونی به اینترنت و بازیهای آن پناه می‌برد. گویا بازیهای برخط برای آن‌ها دنیایی امنی میشود که در آن خبری از تهدید، تحقیر و چالش نیست. به بیان Jin و همکاران، انتظارات و خواستههای بالای والدین از کودکان و مشکلاتی که کودکان در مواجهه با آن‌ها تجربه می‌کنند، گرایش آن‌ها را به اعتیاد به بازی افزایش می‌دهد [۳۱].
همچنین، نتایج مدل‌سازی معادلات ساختاری نشان داد همه مؤلفه‌های بدرفتاری روانشناختی (به جزء غیراخلاقی/صادقانه نبودن) ارتباط مستقیم با همجوشی شناختی دارد. با وجود اندک بودن پژوهشها در این خصوص، برخی پژوهش‌های مشابه در این زمینه نشان دادند که تجربه‌های بدرفتاری روانشناختی آسیب‌زا در دوران کودکی می‌تواند در سال‌های آینده منجر به آسیب‌پذیری‌های شناختی شود [۳۲]. در تبیین این یافته، والدینی که در روابط خود با کودک نیازهای آنان را نادیده می‌گیرند و زمینه را برای بستری سرشار از تهدید و تحقیر مهیا کرده و محیطی طرد کننده ایجاد می‌کنند، به تدریج در کودک منجر به شکل‌گیری باورهای منفی درونی نسبت به دنیا، دیگران و آینده میشود [۲۳]. توقع افراطی، تهدید با انعطاف‌ناپذیری والدین زمینه را برای آسیب‌های شناختی (همجوشی شناختی) در سال‌های بعد فراهم می‌کنند. در واقع هماهنگ با تحقیقات Calvete و همکاران، کودک در سال‌های آتی با ایجاد باورهای شناختی غیرمنطقی و تحریفات شناختی از قبیل همجوشی شناختی، تأثیر بدرفتاری‌های روانشناختی بر شکل‌گیری آسیب‌های روانی بعدی را تعدیل و کنترل می‌کند [۱۳]. به بیانی دیگر، فرد در صدد کنترل بیشتر بر خود و رفتار خود بر می‌آید.
نتایج مدل‌سازی معادلات ساختاری نشان داد همجوشی شناختی ارتباط مستقیم با اعتیاد به بازیهای برخط دارد. این یافته همسو با یافته‌های پژوهشی Li و همکاران و Ma و همکاران [۲۱-۲۰] می‌باشد. در تبیین این یافته، افرادی که به‌طور مداوم در تفسیر رویدادهایشان از همجوشی شناختی بیشتری بهره می‌گیرند، دارای انعطاف‌پذیری روانشناختی کمتر و سوء گیری شناختی بیشتری هستند [۱۸]. این سوء گیری‌ها معمولاً از طریق ناکارآمدی و فقدان دانش یا تحریفات شناختی شکل می‌گیرد که عمدتاً مربوط به رویدادهای درونی فرد بوده که فرد در کنترل آن عاجز است. به تبع آن، این افراد در مورد رویدادهای آینده نگرانی و دیدی منفی داشته و در دوری از آن تلاش کرده و به دنبال آن، این افراد را مستعد هیجانات منفی و اضطراب می‌کند [۱۹]؛ بنابراین احتمال آن می‌رود که رفتارهای اعتیادگونه مانند اعتیاد به بازیهای برخط را برای کاستن از هیجانات منفی انجام دهند. Gillanders و همکاران نیز بیان نمودند که همجوشی شناختی قوی‌ترین پیش‌بینی کننده علائم اضطراب در افراد است [۱۷]. پژوهش‌های Summers و همکاران شاهدی بر این ادعا است که نشان دادند افرادی که سوء گیری شناختی (مانند همجوشی شناختی) بیشتری دارند و در تفسیر رویدادها از تحریفات شناختی استفاده می‌کنند، جهت کاهش اضطرابی که به تبع آن ایجاد میشود به رفتارهای آیینی روی می‌آورند [۳۳].
در نهایت نتایج مدل‌سازی معادلات ساختاری نشان داد مؤلفه‌های بدرفتاری روانشناختی (به جزء غیراخلاقی/ صادقانه نبودن) بر اعتیاد به بازیهای برخط با میانجی‌گری همجوشی شناختی ارتباط غیرمستقیم دارد. این یافته هماهنگ با یافته‌های پژوهشی Li و همکاران، Ma و همکاران و Guo و همکاران [۱۱، ۲۱-۲۰] می‌باشد. این یافته پژوهشی اینگونه تبیین میشود، با توجه به یافته‌های Calvete و همکاران، کودکانی که مورد بدرفتاری‌های افراط گرایانه قرار می‌گیرند و در بسیاری از مواقع از طرف والدین یا مراقبین خود مورد تهدید، آسیب یا صدمه واقع شده و چه بسا از لحاظ تعامل اجتماعی و روابط با دیگران نیز محدود می‌شدند، در سال‌های بعد با شکل‌گیری تحریفات شناختی مانند همجوشی شناختی تلاش می‌کنند تا تأثیر بدرفتاری‌های روانشناختی را بر خود و آسیب‌های روانی بعدی کنترل کنند [۱۳]. زمانی که فرد با ایجاد چنین باورهایی سعی می‌کند تا رویدادهای بیرونی را تفسیر کند از تفکیک کردن رویدادهای بیرونی از رویدادهای ذهنی ناتوان است و چنان رفتار و عملکردش تحت تأثیر رویدادهای درونی قرار گرفته و با نشخوار فکری همراه می‌گردد که جهت کنترل بر افکار و رفتار خود به طور افراطی به سمت بازیهای برخط رو می‌آورد.
در تبیینی دیگر، بر اساس یافته‌های پژوهشی در مورد اعتیاد به اینترنت که قابل قیاس با اعتیاد به بازیهای برخط می‌باشد، درمان مبتنی بر پذیرش و تعهد موجب کاهش معنادار میزان اعتیاد اینترنتی و کاهش اضطراب ناشی از استفاده افراطی از اینترنت در کاربران برخط شده است [۳۴].
در مورد چرایی اثربخشی درمان مبتنی بر پذیرش و تعهد در بهبود وضعیت کاربران اینترنتی میتوان گفت از یک سو، افرادی که اعتیاد اینترنتی دارند از خودکار آمدی پایینی برخوردار هستند [۳۵] و از سوی دیگر، تحریفات شناختی (مانند همجوشی شناختی) که از کشمکش‌ها و تعارضات قبلی (مانند بدرفتاری‌های روانشناختی دوران کوردکی) ناشی میشود با کاهش خودکارآمدی و انعطاف‌پذیری و کنترل اندک بر رفتار و افکار فرد همراه بوده است. به عبارتی دیگر، خودکارآمدی پایین از مشخصه‌های همجوشی شناختی است. کاربران معتاد به اینترنت که از همجوشی شناختی بالایی برخوردار بوده‌اند، درک کمتری از حمایت اجتماعی داشته و با مشکلات بیشتری در برقراری روابط و شناخت و تنظیم هیجانات مواجه هستند [۳۶]. درمان مبتنی بر پذیرش و تعهد با تأکید بر انعطاف‌پذیری و بحث در مورد اینکه تغییر ممکن خواهد بود سبب کاهش همجوشی شناختی و به تبع آن افزایش خودکارآمدی و کاهش وابستگی به بازیهای برخط می‌گردد. بنابراین، با توجه به اثربخشی درمان مبتنی بر پذیرش و تعهد در کاربران معتاد به بازیهای برخط، انتظار می‌رود مشخصه های همجوشی شناختی مورد هدف قرار گرفته باشد. به عبارتی دیگر، نقش میانجی‌گری چنین تحریفات شناختی دور از انتظار نخواهد بود.
این پژوهش مانند سایر پژوهشها محدودیت‌هایی دارد. از آنجایی که پژوهش بر روی دانش‌آموزان متوسطه دوره اول صورت گرفته که تا حدودی یک نمونه همگون است، لذا می‌بایست در تعمیم نتایج احتیاط لازم انجام گردد. همچنین، با توجه به اینکه تنها منبع گردآوری اطلاعات، پرسش‌نامه‌هایی بود که جنبه خودگزارشی داشتند، ممکن است در اطلاعات کسب شده، سوء گیری تک روشی ایجاد شده باشد. محدودیت دیگر مربوط به روش شناختی بوده به گونه‌ای که تحقیق حاضر به روش توصیفی اجرا شده و نمی‌توان رابطه علی قطعی بین متغیرهای مورد مطالعه استنباط کرد. پیشنهاد میشود در بررسی و اعتبار سنجی مجدد مدل پژوهش، به نقش متغیرهای هیجانی، شناختی و فراشناختی مؤثر در اعتیاد به بازیهای برخط از قبیل: ناگویی هیجانی، دشواری در تنظیم هیجانی، اجتناب تجربه‌ای و باورهای فراشناختی نیز توجه شود و مدل پیشنهادی بسط و گسترش داده شود. همچنین، پیشنهاد میشود با به کارگیری متغیرهای شناختی و فراشناختی، برای سایر اعتیادهای رفتاری، اعتیاد به مواد مخدر و اختلالات اضطرابی پرداخته شود تا فهم روشن‌تری از این سازه‌ها مهیا شود.
نتیجه‌گیری
به طور کلی یافته‌های پژوهش حاضر ضمن تأیید رابطه اعتیاد به بازیهای برخط با بدرفتاری روانشناختی دوران کودکی، بر اهمیت همجوشی شناختی به‌عنوان عامل میانجی‌گر در تشدید گرایش به بازیهای برخط تأکید می‌کند. یافته‌های این پژوهش می‌تواند برای متخصصان فعال در حوزه مشاوره مدرسه، مشاوره خانواده و روان‌درمانی کاربردی باشد. به اینگونه که از لحاظ کاربردی مداخلات روان‌درمانی بین فردی و آموزش اصول‌های فرزندپروری، آموزش مدیریت استفاده از بازیهای برخط، ارزیابی شناختی و چالش مناسب با آن و مدیریت هیجانات برای توسعه ارتباط مطلوب والد-کودک، چالش مناسب با سوء گیری‌های شناختی و کنترل هیجانات منفی پیشنهاد می‌گردد.
تشکر و قدردانی
به این وسیله از مدیریت آموزش و پرورش وقت شهرستان بستک، تمامی مدیران مدارس و دانش‌آموزان شرکت کننده در پژوهش جهت اجراء پژوهش و همچنین از دانشگاه محقق اردبیلی جهت حمایت مالی از این پژوهش، تشکر و قدردانی میشود.
پژوهش حاضر به بررسی رابطه بدرفتاری روانشناختی دوران کودکی و اعتیاد به بازیهای برخط با نقش میانجی‌گر همجوشی شناختی پرداخت. نتایج مدل‌سازی معادلات ساختاری نشان داد همه مؤلفه‌های بدرفتاری روانشناختی ارتباط مستقیم با اعتیاد به بازیهای برخط دارند که با یافته‌های برخی پژوهشها همسو می‌باشد [۷-۵]. آن‌چه در تبیین این یافته قابل ذکر است بدرفتاری روانشناختی والدین نسبت به کودکان گویا شکست مراقبین در مهیا کردن محیط حمایت کننده و رشدی مناسب است. مطابق با یافته‌های Ling-Yan و همکاران، در خانواده‌هایی که میزان همبستگی و انطباق‌پذیری بین اعضاء خانواده پایین باشد نه تنها محیط حمایت کننده وجود نداشته بلکه محیطی سرشار از تهدید، تحقیر و نادیده گرفتن وجود داشته که پاسخ‌گوی نیازهای عاطفی و هیجانی فرزندان نبوده و در نهایت منجر به احساس عدم شایستگی و ارزش‌مندی نسبت به خویشتن میشود [۳۰]. در چنین شرایطی، نوجوان برای فرار از واقعیت بیرونی به اینترنت و بازیهای آن پناه می‌برد. گویا بازیهای برخط برای آن‌ها دنیایی امنی میشود که در آن خبری از تهدید، تحقیر و چالش نیست. به بیان Jin و همکاران، انتظارات و خواستههای بالای والدین از کودکان و مشکلاتی که کودکان در مواجهه با آن‌ها تجربه می‌کنند، گرایش آن‌ها را به اعتیاد به بازی افزایش می‌دهد [۳۱].
همچنین، نتایج مدل‌سازی معادلات ساختاری نشان داد همه مؤلفه‌های بدرفتاری روانشناختی (به جزء غیراخلاقی/صادقانه نبودن) ارتباط مستقیم با همجوشی شناختی دارد. با وجود اندک بودن پژوهشها در این خصوص، برخی پژوهش‌های مشابه در این زمینه نشان دادند که تجربه‌های بدرفتاری روانشناختی آسیب‌زا در دوران کودکی می‌تواند در سال‌های آینده منجر به آسیب‌پذیری‌های شناختی شود [۳۲]. در تبیین این یافته، والدینی که در روابط خود با کودک نیازهای آنان را نادیده می‌گیرند و زمینه را برای بستری سرشار از تهدید و تحقیر مهیا کرده و محیطی طرد کننده ایجاد می‌کنند، به تدریج در کودک منجر به شکل‌گیری باورهای منفی درونی نسبت به دنیا، دیگران و آینده میشود [۲۳]. توقع افراطی، تهدید با انعطاف‌ناپذیری والدین زمینه را برای آسیب‌های شناختی (همجوشی شناختی) در سال‌های بعد فراهم می‌کنند. در واقع هماهنگ با تحقیقات Calvete و همکاران، کودک در سال‌های آتی با ایجاد باورهای شناختی غیرمنطقی و تحریفات شناختی از قبیل همجوشی شناختی، تأثیر بدرفتاری‌های روانشناختی بر شکل‌گیری آسیب‌های روانی بعدی را تعدیل و کنترل می‌کند [۱۳]. به بیانی دیگر، فرد در صدد کنترل بیشتر بر خود و رفتار خود بر می‌آید.
نتایج مدل‌سازی معادلات ساختاری نشان داد همجوشی شناختی ارتباط مستقیم با اعتیاد به بازیهای برخط دارد. این یافته همسو با یافته‌های پژوهشی Li و همکاران و Ma و همکاران [۲۱-۲۰] می‌باشد. در تبیین این یافته، افرادی که به‌طور مداوم در تفسیر رویدادهایشان از همجوشی شناختی بیشتری بهره می‌گیرند، دارای انعطاف‌پذیری روانشناختی کمتر و سوء گیری شناختی بیشتری هستند [۱۸]. این سوء گیری‌ها معمولاً از طریق ناکارآمدی و فقدان دانش یا تحریفات شناختی شکل می‌گیرد که عمدتاً مربوط به رویدادهای درونی فرد بوده که فرد در کنترل آن عاجز است. به تبع آن، این افراد در مورد رویدادهای آینده نگرانی و دیدی منفی داشته و در دوری از آن تلاش کرده و به دنبال آن، این افراد را مستعد هیجانات منفی و اضطراب می‌کند [۱۹]؛ بنابراین احتمال آن می‌رود که رفتارهای اعتیادگونه مانند اعتیاد به بازیهای برخط را برای کاستن از هیجانات منفی انجام دهند. Gillanders و همکاران نیز بیان نمودند که همجوشی شناختی قوی‌ترین پیش‌بینی کننده علائم اضطراب در افراد است [۱۷]. پژوهش‌های Summers و همکاران شاهدی بر این ادعا است که نشان دادند افرادی که سوء گیری شناختی (مانند همجوشی شناختی) بیشتری دارند و در تفسیر رویدادها از تحریفات شناختی استفاده می‌کنند، جهت کاهش اضطرابی که به تبع آن ایجاد میشود به رفتارهای آیینی روی می‌آورند [۳۳].
در نهایت نتایج مدل‌سازی معادلات ساختاری نشان داد مؤلفه‌های بدرفتاری روانشناختی (به جزء غیراخلاقی/ صادقانه نبودن) بر اعتیاد به بازیهای برخط با میانجی‌گری همجوشی شناختی ارتباط غیرمستقیم دارد. این یافته هماهنگ با یافته‌های پژوهشی Li و همکاران، Ma و همکاران و Guo و همکاران [۱۱، ۲۱-۲۰] می‌باشد. این یافته پژوهشی اینگونه تبیین میشود، با توجه به یافته‌های Calvete و همکاران، کودکانی که مورد بدرفتاری‌های افراط گرایانه قرار می‌گیرند و در بسیاری از مواقع از طرف والدین یا مراقبین خود مورد تهدید، آسیب یا صدمه واقع شده و چه بسا از لحاظ تعامل اجتماعی و روابط با دیگران نیز محدود می‌شدند، در سال‌های بعد با شکل‌گیری تحریفات شناختی مانند همجوشی شناختی تلاش می‌کنند تا تأثیر بدرفتاری‌های روانشناختی را بر خود و آسیب‌های روانی بعدی کنترل کنند [۱۳]. زمانی که فرد با ایجاد چنین باورهایی سعی می‌کند تا رویدادهای بیرونی را تفسیر کند از تفکیک کردن رویدادهای بیرونی از رویدادهای ذهنی ناتوان است و چنان رفتار و عملکردش تحت تأثیر رویدادهای درونی قرار گرفته و با نشخوار فکری همراه می‌گردد که جهت کنترل بر افکار و رفتار خود به طور افراطی به سمت بازیهای برخط رو می‌آورد.
در تبیینی دیگر، بر اساس یافته‌های پژوهشی در مورد اعتیاد به اینترنت که قابل قیاس با اعتیاد به بازیهای برخط می‌باشد، درمان مبتنی بر پذیرش و تعهد موجب کاهش معنادار میزان اعتیاد اینترنتی و کاهش اضطراب ناشی از استفاده افراطی از اینترنت در کاربران برخط شده است [۳۴].
در مورد چرایی اثربخشی درمان مبتنی بر پذیرش و تعهد در بهبود وضعیت کاربران اینترنتی میتوان گفت از یک سو، افرادی که اعتیاد اینترنتی دارند از خودکار آمدی پایینی برخوردار هستند [۳۵] و از سوی دیگر، تحریفات شناختی (مانند همجوشی شناختی) که از کشمکش‌ها و تعارضات قبلی (مانند بدرفتاری‌های روانشناختی دوران کوردکی) ناشی میشود با کاهش خودکارآمدی و انعطاف‌پذیری و کنترل اندک بر رفتار و افکار فرد همراه بوده است. به عبارتی دیگر، خودکارآمدی پایین از مشخصه‌های همجوشی شناختی است. کاربران معتاد به اینترنت که از همجوشی شناختی بالایی برخوردار بوده‌اند، درک کمتری از حمایت اجتماعی داشته و با مشکلات بیشتری در برقراری روابط و شناخت و تنظیم هیجانات مواجه هستند [۳۶]. درمان مبتنی بر پذیرش و تعهد با تأکید بر انعطاف‌پذیری و بحث در مورد اینکه تغییر ممکن خواهد بود سبب کاهش همجوشی شناختی و به تبع آن افزایش خودکارآمدی و کاهش وابستگی به بازیهای برخط می‌گردد. بنابراین، با توجه به اثربخشی درمان مبتنی بر پذیرش و تعهد در کاربران معتاد به بازیهای برخط، انتظار می‌رود مشخصه های همجوشی شناختی مورد هدف قرار گرفته باشد. به عبارتی دیگر، نقش میانجی‌گری چنین تحریفات شناختی دور از انتظار نخواهد بود.
این پژوهش مانند سایر پژوهشها محدودیت‌هایی دارد. از آنجایی که پژوهش بر روی دانش‌آموزان متوسطه دوره اول صورت گرفته که تا حدودی یک نمونه همگون است، لذا می‌بایست در تعمیم نتایج احتیاط لازم انجام گردد. همچنین، با توجه به اینکه تنها منبع گردآوری اطلاعات، پرسش‌نامه‌هایی بود که جنبه خودگزارشی داشتند، ممکن است در اطلاعات کسب شده، سوء گیری تک روشی ایجاد شده باشد. محدودیت دیگر مربوط به روش شناختی بوده به گونه‌ای که تحقیق حاضر به روش توصیفی اجرا شده و نمی‌توان رابطه علی قطعی بین متغیرهای مورد مطالعه استنباط کرد. پیشنهاد میشود در بررسی و اعتبار سنجی مجدد مدل پژوهش، به نقش متغیرهای هیجانی، شناختی و فراشناختی مؤثر در اعتیاد به بازیهای برخط از قبیل: ناگویی هیجانی، دشواری در تنظیم هیجانی، اجتناب تجربه‌ای و باورهای فراشناختی نیز توجه شود و مدل پیشنهادی بسط و گسترش داده شود. همچنین، پیشنهاد میشود با به کارگیری متغیرهای شناختی و فراشناختی، برای سایر اعتیادهای رفتاری، اعتیاد به مواد مخدر و اختلالات اضطرابی پرداخته شود تا فهم روشن‌تری از این سازه‌ها مهیا شود.
نتیجه‌گیری
به طور کلی یافته‌های پژوهش حاضر ضمن تأیید رابطه اعتیاد به بازیهای برخط با بدرفتاری روانشناختی دوران کودکی، بر اهمیت همجوشی شناختی به‌عنوان عامل میانجی‌گر در تشدید گرایش به بازیهای برخط تأکید می‌کند. یافته‌های این پژوهش می‌تواند برای متخصصان فعال در حوزه مشاوره مدرسه، مشاوره خانواده و روان‌درمانی کاربردی باشد. به اینگونه که از لحاظ کاربردی مداخلات روان‌درمانی بین فردی و آموزش اصول‌های فرزندپروری، آموزش مدیریت استفاده از بازیهای برخط، ارزیابی شناختی و چالش مناسب با آن و مدیریت هیجانات برای توسعه ارتباط مطلوب والد-کودک، چالش مناسب با سوء گیری‌های شناختی و کنترل هیجانات منفی پیشنهاد می‌گردد.
تشکر و قدردانی
به این وسیله از مدیریت آموزش و پرورش وقت شهرستان بستک، تمامی مدیران مدارس و دانش‌آموزان شرکت کننده در پژوهش جهت اجراء پژوهش و همچنین از دانشگاه محقق اردبیلی جهت حمایت مالی از این پژوهش، تشکر و قدردانی میشود.
References
[1] Kaya A, Dalgiç AI. How does internet addiction affect adolescent lifestyles? Results from a school-based study in the Mediterranean region of Turkey. J Pediatr Nurs 2021; 1(59): 38-43.
[2] Jo YS, Bhang SY, Choi JS, Lee HK, Lee SY, Kweon YS. Clinical characteristics of diagnosis for internet gaming disorder: comparison of DSM-5 IGD and ICD-11 GD diagnosis. J Clin Med 2019; 8(7): 945.
[3] English D, Thompson R, White CR, Wilson D. Why should child welfare pay more attention to emotional maltreatment? Child Youth Serv Rev 2015; 50: 53-63.
[4] Brand M, Young KS, Laier C, Wölfling K, Potenza MN. Integrating psychological and neurobiological considerations regarding the development and maintenance of specific Internet-use disorders: An Interaction of Person-Affect-Cognition-Execution (I-PACE) model. Neurosci Biobehav Rev 2016; 71: 252-66.
[5] Geng J, Bao L, Wang H, Wang J, Gao T, Lei L. Does childhood maltreatment increase the subsequent risk of problematic smartphone use among adolescents? A two-wave longitudinal study. Addict Behav 2022; 129: 107250.
[6] Geniş Ç, Ayaz-Alkaya S. Digital game addiction, social anxiety, and parental attitudes in adolescents: A cross-sectional study. Child Youth Serv Rev 2023; 149: 106931.
[7] Grajewski P, Dragan M. Adverse childhood experiences, dissociation, and anxious attachment style as risk factors of gaming disorder. Addict Behav Rep 2020; 11: 100269.
[8] Ma S, Huang Y, Ma Y. Childhood maltreatment and mobile phone addiction among Chinese adolescents: loneliness as a mediator and self-control as a moderator. Front Psychol 2020; 11: 813.
[9] Park S, Lee Y, Jun JY. Differences in the relationship between traumatic experiences, self-esteem, negative cognition, and internet addiction symptoms among North Korean adolescent defectors and South Korean adolescents: A preliminary study. Psychiatry Res 2017; 257: 381-5.
[10] Schimmenti A, Passanisi A, Caretti V, La Marca L, Granieri A, Iacolino C, et al. Traumatic experiences, alexithymia, and Internet addiction symptoms among late adolescents: A moderated mediation analysis. Addict Behav 2017; 64: 314-20.
[11] Guo YY, Gu JJ, Gaskin J, Yin XQ, Zhang YH, Wang JL. The association of childhood maltreatment with Internet addiction: the serial mediating effects of cognitive emotion regulation strategies and depression. Child Abuse Negl 2023; 140: 106134.
[12] Hua Y, Wang W, Shi J, Wang H, Xu K, Shi G, et al. Childhood trauma and internet addiction among Chinese adolescents: The mediating role of coping styles. Curr Psychol 2022; 1-1.
[13] Calvete E, Orue I, Hankin BL. Transactional relationships among cognitive vulnerabilities, stressors, and depressive symptoms in adolescence. J Abnorm Child Psychol 2013; 4: 399-410.
[14] Choi KW, Sikkema KJ, Vythilingum B, Geerts L, Faure SC, Watt MH, et al. Maternal childhood trauma, postpartum depression, and infant outcomes: Avoidant affective processing as a potential mechanism. J Affect Disord 2017; 211: 107-15.
[15] Lee EB, An W, Levin ME, Twohig MP. An initial meta-analysis of Acceptance and Commitment Therapy for treating substance use disorders. Drug Alcohol Depend 2015; 155: 1-7.
[16] Flynn MK, Hernandez JO, Hebert ER, James KK, Kusick MK. Cognitive fusion among hispanic college students: Further validation of the Cognitive Fusion Questionnaire. J Contextual Behav Sci 2018; 7: 29-34.
[17] Gillanders DT, Sinclair AK, MacLean M, Jardine K. Illness cognitions, cognitive fusion, avoidance and self-compassion as predictors of distress and quality of life in a heterogeneous sample of adults, after cancer. J Contextual Behav Sci 2015; 4(4): 300-11.
[18] Faustino B, Vasco AB, Farinha-Fernandes A, Delgado J. Psychological inflexibility as a transdiagnostic construct: relationships between cognitive fusion, psychological well-being and symptomatology. Curr Psychol 2023; 42(8): 6056-61.
[19] Cheng Q, Shi C, Yan C, Ren Z, Chan SH, Xiong S, et al. Sequential multiple mediation of cognitive fusion and experiential avoidance in the relationship between rumination and social anxiety among Chinese adolescents. Anxiety Stress Coping 2022; 35(3): 354-64.
[20] Li Y, Wang Y, Ren Z, Gao M, Liu Q, Qiu C, et al. The influence of environmental pressure on Internet Use Disorder in adolescents: The potential mediating role of cognitive function. Addict Behav 2020; 101: 105976.
[21] Ma L, Han J, Song D, Li X. Multiple mediating effects of cognitive fusion and network communication between interpersonal relationship and mobile phone addiction tendency in college students. Chin J Behav Med Sci 2020; 653-8.
[22] Homan AH. Structural Equation Modeling Using LaserL Software. Tehran: Samt; 2014. [Farsi]
[23] Coates AA, Messman-Moore TL. A structural model of mechanisms predicting depressive symptoms in women following childhood psychological maltreatment. Child Abuse Negl 2014; 38(1): 103-13.
[24] Gillanders DT, Bolderston H, Bond FW, Dempster M, Flaxman PE, Campbell L, et al. The development and initial validation of the cognitive fusion questionnaire. Behav Ther 2014; 45(1): 83-101.
[25] Akbari M, Roshan R, Shaieri MR, Ladan F. The development of transdiagnostic protocol based on repetitive negative thinking for treatment of people with co-occurrence anxiety and depression disorders (Doctoral dissertation, Dissertation. Tehran, Shahed University) 2014. [Farsi]
[26] Zandi Payam A, Davoudi E, Mehrabizadeh M. The relationship between experiential avoidance, family emotional atmosphere and self-control with addiction to online games in students of Shahid Chamran University of Ahvaz. J Educ Community Health 2016; 3(1): 28-35. [Farsi]
[27] Kim K, Ryu E, Chon MY, Yeun EJ, Choi SY, Seo JS, et al. Internet addiction in Korean adolescents and its relation to depression and suicidal ideation: a questionnaire survey. Int J Nurs Stud 2006; 43(2): 185-92.
[28] GraphPad Statistics. Heteroskedasticity Tests in SPSS software. Statistical tutorials and software guides. [Serial online] Retrieved January, 12, 2022, from https://graphpad.ir/heteroscedasticity-tests-spss/.php.
[29] Pavlov G, Maydeu-Olivares A, Shi D. Using the standardized root mean squared residual (SRMR) to assess exact fit in structural equation models. Educ Psychol Meas 2021; 81(1): 110-30.
[30] Ling-Yan L, Deng-Hua T, Ran T. Family function of the adolescents with excessive 4 usage. Chin Ment Health J 2007; 12: 837-40.
[31] Jin Y, Qin L, Zhang H, Zhang R. Social factors associated with video game addiction among teenagers: School, family and peers. In2021 4th International Conference on Humanities Education and Social Sciences (ICHESS 2021) 2021(pp. 763-768). Atlantis Press.
[32] Jeong B, Lee JY, Kim BM, Park E, Kwon JG, Kim DJ, et al. Associations of personality and clinical characteristics with excessive Internet and smartphone use in adolescents: A structural equation modeling approach. Addict Behav 2020; 110: 106485.
[33] Summers BJ, Matheny NL, Sarawgi S, Cougle JR. Intolerance of uncertainty in body dysmorphic disorder. Body image 2016; 16: 45-53.
[34] Regan T, Harris B, Van Loon M, Nanavaty N, Schueler J, Engler S, et al. Does mindfulness reduce the effects of risk factors for problematic smartphone use? Comparing frequency of use versus self-reported addiction. Addict Behav 2020; 108: 106435.
[35] Berte DZ, Mahamid FA, Affouneh S. Internet addiction and perceived self-efficacy among university students. Int J Ment Health Addict 2021; 19: 162-76.
[36] Karaer Y, Akdemir D. Parenting styles, perceived social support and emotion regulation in adolescents with internet addiction. Compr Psychiatry 2019; 92: 22-7.
[2] Jo YS, Bhang SY, Choi JS, Lee HK, Lee SY, Kweon YS. Clinical characteristics of diagnosis for internet gaming disorder: comparison of DSM-5 IGD and ICD-11 GD diagnosis. J Clin Med 2019; 8(7): 945.
[3] English D, Thompson R, White CR, Wilson D. Why should child welfare pay more attention to emotional maltreatment? Child Youth Serv Rev 2015; 50: 53-63.
[4] Brand M, Young KS, Laier C, Wölfling K, Potenza MN. Integrating psychological and neurobiological considerations regarding the development and maintenance of specific Internet-use disorders: An Interaction of Person-Affect-Cognition-Execution (I-PACE) model. Neurosci Biobehav Rev 2016; 71: 252-66.
[5] Geng J, Bao L, Wang H, Wang J, Gao T, Lei L. Does childhood maltreatment increase the subsequent risk of problematic smartphone use among adolescents? A two-wave longitudinal study. Addict Behav 2022; 129: 107250.
[6] Geniş Ç, Ayaz-Alkaya S. Digital game addiction, social anxiety, and parental attitudes in adolescents: A cross-sectional study. Child Youth Serv Rev 2023; 149: 106931.
[7] Grajewski P, Dragan M. Adverse childhood experiences, dissociation, and anxious attachment style as risk factors of gaming disorder. Addict Behav Rep 2020; 11: 100269.
[8] Ma S, Huang Y, Ma Y. Childhood maltreatment and mobile phone addiction among Chinese adolescents: loneliness as a mediator and self-control as a moderator. Front Psychol 2020; 11: 813.
[9] Park S, Lee Y, Jun JY. Differences in the relationship between traumatic experiences, self-esteem, negative cognition, and internet addiction symptoms among North Korean adolescent defectors and South Korean adolescents: A preliminary study. Psychiatry Res 2017; 257: 381-5.
[10] Schimmenti A, Passanisi A, Caretti V, La Marca L, Granieri A, Iacolino C, et al. Traumatic experiences, alexithymia, and Internet addiction symptoms among late adolescents: A moderated mediation analysis. Addict Behav 2017; 64: 314-20.
[11] Guo YY, Gu JJ, Gaskin J, Yin XQ, Zhang YH, Wang JL. The association of childhood maltreatment with Internet addiction: the serial mediating effects of cognitive emotion regulation strategies and depression. Child Abuse Negl 2023; 140: 106134.
[12] Hua Y, Wang W, Shi J, Wang H, Xu K, Shi G, et al. Childhood trauma and internet addiction among Chinese adolescents: The mediating role of coping styles. Curr Psychol 2022; 1-1.
[13] Calvete E, Orue I, Hankin BL. Transactional relationships among cognitive vulnerabilities, stressors, and depressive symptoms in adolescence. J Abnorm Child Psychol 2013; 4: 399-410.
[14] Choi KW, Sikkema KJ, Vythilingum B, Geerts L, Faure SC, Watt MH, et al. Maternal childhood trauma, postpartum depression, and infant outcomes: Avoidant affective processing as a potential mechanism. J Affect Disord 2017; 211: 107-15.
[15] Lee EB, An W, Levin ME, Twohig MP. An initial meta-analysis of Acceptance and Commitment Therapy for treating substance use disorders. Drug Alcohol Depend 2015; 155: 1-7.
[16] Flynn MK, Hernandez JO, Hebert ER, James KK, Kusick MK. Cognitive fusion among hispanic college students: Further validation of the Cognitive Fusion Questionnaire. J Contextual Behav Sci 2018; 7: 29-34.
[17] Gillanders DT, Sinclair AK, MacLean M, Jardine K. Illness cognitions, cognitive fusion, avoidance and self-compassion as predictors of distress and quality of life in a heterogeneous sample of adults, after cancer. J Contextual Behav Sci 2015; 4(4): 300-11.
[18] Faustino B, Vasco AB, Farinha-Fernandes A, Delgado J. Psychological inflexibility as a transdiagnostic construct: relationships between cognitive fusion, psychological well-being and symptomatology. Curr Psychol 2023; 42(8): 6056-61.
[19] Cheng Q, Shi C, Yan C, Ren Z, Chan SH, Xiong S, et al. Sequential multiple mediation of cognitive fusion and experiential avoidance in the relationship between rumination and social anxiety among Chinese adolescents. Anxiety Stress Coping 2022; 35(3): 354-64.
[20] Li Y, Wang Y, Ren Z, Gao M, Liu Q, Qiu C, et al. The influence of environmental pressure on Internet Use Disorder in adolescents: The potential mediating role of cognitive function. Addict Behav 2020; 101: 105976.
[21] Ma L, Han J, Song D, Li X. Multiple mediating effects of cognitive fusion and network communication between interpersonal relationship and mobile phone addiction tendency in college students. Chin J Behav Med Sci 2020; 653-8.
[22] Homan AH. Structural Equation Modeling Using LaserL Software. Tehran: Samt; 2014. [Farsi]
[23] Coates AA, Messman-Moore TL. A structural model of mechanisms predicting depressive symptoms in women following childhood psychological maltreatment. Child Abuse Negl 2014; 38(1): 103-13.
[24] Gillanders DT, Bolderston H, Bond FW, Dempster M, Flaxman PE, Campbell L, et al. The development and initial validation of the cognitive fusion questionnaire. Behav Ther 2014; 45(1): 83-101.
[25] Akbari M, Roshan R, Shaieri MR, Ladan F. The development of transdiagnostic protocol based on repetitive negative thinking for treatment of people with co-occurrence anxiety and depression disorders (Doctoral dissertation, Dissertation. Tehran, Shahed University) 2014. [Farsi]
[26] Zandi Payam A, Davoudi E, Mehrabizadeh M. The relationship between experiential avoidance, family emotional atmosphere and self-control with addiction to online games in students of Shahid Chamran University of Ahvaz. J Educ Community Health 2016; 3(1): 28-35. [Farsi]
[27] Kim K, Ryu E, Chon MY, Yeun EJ, Choi SY, Seo JS, et al. Internet addiction in Korean adolescents and its relation to depression and suicidal ideation: a questionnaire survey. Int J Nurs Stud 2006; 43(2): 185-92.
[28] GraphPad Statistics. Heteroskedasticity Tests in SPSS software. Statistical tutorials and software guides. [Serial online] Retrieved January, 12, 2022, from https://graphpad.ir/heteroscedasticity-tests-spss/.php.
[29] Pavlov G, Maydeu-Olivares A, Shi D. Using the standardized root mean squared residual (SRMR) to assess exact fit in structural equation models. Educ Psychol Meas 2021; 81(1): 110-30.
[30] Ling-Yan L, Deng-Hua T, Ran T. Family function of the adolescents with excessive 4 usage. Chin Ment Health J 2007; 12: 837-40.
[31] Jin Y, Qin L, Zhang H, Zhang R. Social factors associated with video game addiction among teenagers: School, family and peers. In2021 4th International Conference on Humanities Education and Social Sciences (ICHESS 2021) 2021(pp. 763-768). Atlantis Press.
[32] Jeong B, Lee JY, Kim BM, Park E, Kwon JG, Kim DJ, et al. Associations of personality and clinical characteristics with excessive Internet and smartphone use in adolescents: A structural equation modeling approach. Addict Behav 2020; 110: 106485.
[33] Summers BJ, Matheny NL, Sarawgi S, Cougle JR. Intolerance of uncertainty in body dysmorphic disorder. Body image 2016; 16: 45-53.
[34] Regan T, Harris B, Van Loon M, Nanavaty N, Schueler J, Engler S, et al. Does mindfulness reduce the effects of risk factors for problematic smartphone use? Comparing frequency of use versus self-reported addiction. Addict Behav 2020; 108: 106435.
[35] Berte DZ, Mahamid FA, Affouneh S. Internet addiction and perceived self-efficacy among university students. Int J Ment Health Addict 2021; 19: 162-76.
[36] Karaer Y, Akdemir D. Parenting styles, perceived social support and emotion regulation in adolescents with internet addiction. Compr Psychiatry 2019; 92: 22-7.
Designing and Testing the Structural Model of Online Gaming Addiction Based on Childhood Psychological Maltreatment with the Mediating Role of Cognitive Fusion: A Descriptive Study
Mohammad Herangza[5], Nader Hajloo[6], Mohammad Narimani[7], Sajjad Basharpoor[8]
Received: 12/08/23 Sent for Revision: 08/10/23 Received Revised Manuscript: 31/12/23 Accepted: 03/01/24
Background and Objectives: Online gaming addiction has a negative effect on the physical and mental health of adolescents. The present study was conducted with the aim of determining the mediating role of cognitive fusion in the relationship between childhood psychological maltreatment and online gaming addiction.
Materials and Methods: In the current descriptive study, the statistical population included all middle school students (boys and girls) in the Education Department of Bastak (Hormozgan Province), who were studying in the academic year 2021-2022, and 350 people were selected as a sample using the multi-stage cluster random sampling method. They answered questionnaires of psychological maltreatment, cognitive fusion, and online gaming addiction. Structural equations modeling was used to analyze the data.
Results: The results showed that emotional responsiveness, rejection/intimidation, unethical/not being honest, high expectations/inflexibility, and isolation are directly and significantly related to online gaming addiction with coefficient values of 0.48, 0.41, 0.28, 0.31, and 0.32, respectively (p<0.001). Also, emotional responsiveness, rejection/intimidation, high expectations/inflexibility, and isolation have a significant relationship with online game addiction indirectly with the mediation of cognitive fusion with coefficient values of 0.24, 0.19, 0.08 and 0.14, respectively (p<0.001).
Conclusion: The present study showed that childhood psychological maltreatment has a significant relationship directly and indirectly with the mediation of cognitive fusion, with online gaming addiction. From a practical point of view, experts can evaluate the communication methods of parents with their children on the one hand, and on the other hand, seek to reduce online gaming addiction and cognitive exploits, along with cognitive and retrospective challenges.
Key words: Online gaming addiction, Childhood psychological maltreatment, Adolescents, Cognitive fusion
Funding: This study was funded by University of Mohaghegh Ardabili.
Conflict of interest: None declared.
Ethical approval: The Ethics Committee of Mohaghegh Ardabili University approved the study (IR.UMA.REC.1400.047).
How to cite this article: Herangza Mohammad, Hajloo Nader, Narimani Mohammad, Basharpoor Sajjad. Designing and Testing the Structural Model of Online Gaming Addiction Based on Childhood Psychological Maltreatment with the Mediating Role of Cognitive Fusion: A Descriptive Study. J Rafsanjan Univ Med Sci 2024; 22 (10): 1089-1104. [Farsi]
[1]- دانشجوی دکتری تخصصی روانشناسی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه محقق اردبیلی
[2]- استاد، گروه آموزشی روانشناسی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه محقق اردبیلی
تلفن ۳۳۵۲۰۴۵۶-۰۴۵، دورنگار: ۳۳۵۲۰۴۵۶-۰۴۵، پست الکترونیکی: hajloo53@uma.ac.ir
تلفن ۳۳۵۲۰۴۵۶-۰۴۵، دورنگار: ۳۳۵۲۰۴۵۶-۰۴۵، پست الکترونیکی: hajloo53@uma.ac.ir
[3]- استاد، گروه آموزشی روانشناسی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه محقق اردبیلی
[4]- استاد، گروه آموزشی روانشناسی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه محقق اردبیلی
[5]- PhD Student in Psychology, Dept. of Psychology, Faculty of Educational Sciences and Psychology, University of Mohaghegh Ardabili, Ardabil, Iran
[6]- Prof., Dept. of Psychology, Faculty of Educational Sciences and Psychology, University of Mohaghegh Ardabili, Ardabil, Iran, ORCID: 0000-0002-2935-7455
(Corresponding Author) Tel: (045) 33520456, Fax: (045) 33520456, E-mail: hajloo53@uma.ac.ir
(Corresponding Author) Tel: (045) 33520456, Fax: (045) 33520456, E-mail: hajloo53@uma.ac.ir
[7]- Prof., Dept. of Psychology, Faculty of Educational Sciences and Psychology, University of Mohaghegh Ardabili, Ardabil, Iran
[8]- Prof., Dept. of Psychology, Faculty of Educational Sciences and Psychology, University of Mohaghegh Ardabili, Ardabil, Iran
نوع مطالعه: پژوهشي |
موضوع مقاله:
روانپزشكي
دریافت: 1402/5/8 | پذیرش: 1402/10/13 | انتشار: 1402/10/30
دریافت: 1402/5/8 | پذیرش: 1402/10/13 | انتشار: 1402/10/30
فهرست منابع
1. Kaya A, Dalgiç AI. How does internet addiction affect adolescent lifestyles? Results from a school-based study in the Mediterranean region of Turkey. J Pediatr Nurs 2021; 1(59): 38-43.
2. Jo YS, Bhang SY, Choi JS, Lee HK, Lee SY, Kweon YS. Clinical characteristics of diagnosis for internet gaming disorder: comparison of DSM-5 IGD and ICD-11 GD diagnosis. J Clin Med 2019; 8(7): 945.
3. English D, Thompson R, White CR, Wilson D. Why should child welfare pay more attention to emotional maltreatment? Child Youth Serv Rev 2015; 50: 53-63.
4. Brand M, Young KS, Laier C, Wölfling K, Potenza MN. Integrating psychological and neurobiological considerations regarding the development and maintenance of specific Internet-use disorders: An Interaction of Person-Affect-Cognition-Execution (I-PACE) model. Neurosci Biobehav Rev 2016; 71: 252-66.
5. Geng J, Bao L, Wang H, Wang J, Gao T, Lei L. Does childhood maltreatment increase the subsequent risk of problematic smartphone use among adolescents? A two-wave longitudinal study. Addict Behav 2022; 129: 107250.
6. Geniş Ç, Ayaz-Alkaya S. Digital game addiction, social anxiety, and parental attitudes in adolescents: A cross-sectional study. Child Youth Serv Rev 2023; 149: 106931.
7. Grajewski P, Dragan M. Adverse childhood experiences, dissociation, and anxious attachment style as risk factors of gaming disorder. Addict Behav Rep 2020; 11: 100269.
8. Ma S, Huang Y, Ma Y. Childhood maltreatment and mobile phone addiction among Chinese adolescents: loneliness as a mediator and self-control as a moderator. Front Psychol 2020; 11: 813.
9. Park S, Lee Y, Jun JY. Differences in the relationship between traumatic experiences, self-esteem, negative cognition, and internet addiction symptoms among North Korean adolescent defectors and South Korean adolescents: A preliminary study. Psychiatry Res 2017; 257: 381-5.
10. Schimmenti A, Passanisi A, Caretti V, La Marca L, Granieri A, Iacolino C, et al. Traumatic experiences, alexithymia, and Internet addiction symptoms among late adolescents: A moderated mediation analysis. Addict Behav 2017; 64: 314-20.
11. Guo YY, Gu JJ, Gaskin J, Yin XQ, Zhang YH, Wang JL. The association of childhood maltreatment with Internet addiction: the serial mediating effects of cognitive emotion regulation strategies and depression. Child Abuse Negl 2023; 140: 106134.
12. Hua Y, Wang W, Shi J, Wang H, Xu K, Shi G, et al. Childhood trauma and internet addiction among Chinese adolescents: The mediating role of coping styles. Curr Psychol 2022; 1-1.
13. Calvete E, Orue I, Hankin BL. Transactional relationships among cognitive vulnerabilities, stressors, and depressive symptoms in adolescence. J Abnorm Child Psychol 2013; 4: 399-410.
14. Choi KW, Sikkema KJ, Vythilingum B, Geerts L, Faure SC, Watt MH, et al. Maternal childhood trauma, postpartum depression, and infant outcomes: Avoidant affective processing as a potential mechanism. J Affect Disord 2017; 211: 107-15.
15. Lee EB, An W, Levin ME, Twohig MP. An initial meta-analysis of Acceptance and Commitment Therapy for treating substance use disorders. Drug Alcohol Depend 2015; 155: 1-7.
16. Flynn MK, Hernandez JO, Hebert ER, James KK, Kusick MK. Cognitive fusion among hispanic college students: Further validation of the Cognitive Fusion Questionnaire. J Contextual Behav Sci 2018; 7: 29-34.
17. Gillanders DT, Sinclair AK, MacLean M, Jardine K. Illness cognitions, cognitive fusion, avoidance and self-compassion as predictors of distress and quality of life in a heterogeneous sample of adults, after cancer. J Contextual Behav Sci 2015; 4(4): 300-11.
18. Faustino B, Vasco AB, Farinha-Fernandes A, Delgado J. Psychological inflexibility as a transdiagnostic construct: relationships between cognitive fusion, psychological well-being and symptomatology. Curr Psychol 2023; 42(8): 6056-61.
19. Cheng Q, Shi C, Yan C, Ren Z, Chan SH, Xiong S, et al. Sequential multiple mediation of cognitive fusion and experiential avoidance in the relationship between rumination and social anxiety among Chinese adolescents. Anxiety Stress Coping 2022; 35(3): 354-64.
20. Li Y, Wang Y, Ren Z, Gao M, Liu Q, Qiu C, et al. The influence of environmental pressure on Internet Use Disorder in adolescents: The potential mediating role of cognitive function. Addict Behav 2020; 101: 105976.
21. Ma L, Han J, Song D, Li X. Multiple mediating effects of cognitive fusion and network communication between interpersonal relationship and mobile phone addiction tendency in college students. Chin J Behav Med Sci 2020; 653-8.
22. Homan AH. Structural Equation Modeling Using LaserL Software. Tehran: Samt; 2014. [Farsi]
23. Coates AA, Messman-Moore TL. A structural model of mechanisms predicting depressive symptoms in women following childhood psychological maltreatment. Child Abuse Negl 2014; 38(1): 103-13.
24. Gillanders DT, Bolderston H, Bond FW, Dempster M, Flaxman PE, Campbell L, et al. The development and initial validation of the cognitive fusion questionnaire. Behav Ther 2014; 45(1): 83-101.
25. Akbari M, Roshan R, Shaieri MR, Ladan F. The development of transdiagnostic protocol based on repetitive negative thinking for treatment of people with co-occurrence anxiety and depression disorders (Doctoral dissertation, Dissertation. Tehran, Shahed University) 2014. [Farsi]
26. Zandi Payam A, Davoudi E, Mehrabizadeh M. The relationship between experiential avoidance, family emotional atmosphere and self-control with addiction to online games in students of Shahid Chamran University of Ahvaz. J Educ Community Health 2016; 3(1): 28-35. [Farsi]
27. Kim K, Ryu E, Chon MY, Yeun EJ, Choi SY, Seo JS, et al. Internet addiction in Korean adolescents and its relation to depression and suicidal ideation: a questionnaire survey. Int J Nurs Stud 2006; 43(2): 185-92.
28. GraphPad Statistics. Heteroskedasticity Tests in SPSS software. Statistical tutorials and software guides. [Serial online] Retrieved January, 12, 2022, from https://graphpad.ir/heteroscedasticity-tests-spss/.php.
29. Pavlov G, Maydeu-Olivares A, Shi D. Using the standardized root mean squared residual (SRMR) to assess exact fit in structural equation models. Educ Psychol Meas 2021; 81(1): 110-30.
30. Ling-Yan L, Deng-Hua T, Ran T. Family function of the adolescents with excessive 4 usage. Chin Ment Health J 2007; 12: 837-40.
31. Jin Y, Qin L, Zhang H, Zhang R. Social factors associated with video game addiction among teenagers: School, family and peers. In2021 4th International Conference on Humanities Education and Social Sciences (ICHESS 2021) 2021(pp. 763-768). Atlantis Press.
32. Jeong B, Lee JY, Kim BM, Park E, Kwon JG, Kim DJ, et al. Associations of personality and clinical characteristics with excessive Internet and smartphone use in adolescents: A structural equation modeling approach. Addict Behav 2020; 110: 106485.
33. Summers BJ, Matheny NL, Sarawgi S, Cougle JR. Intolerance of uncertainty in body dysmorphic disorder. Body image 2016; 16: 45-53.
34. Regan T, Harris B, Van Loon M, Nanavaty N, Schueler J, Engler S, et al. Does mindfulness reduce the effects of risk factors for problematic smartphone use? Comparing frequency of use versus self-reported addiction. Addict Behav 2020; 108: 106435.
35. Berte DZ, Mahamid FA, Affouneh S. Internet addiction and perceived self-efficacy among university students. Int J Ment Health Addict 2021; 19: 162-76.
36. Karaer Y, Akdemir D. Parenting styles, perceived social support and emotion regulation in adolescents with internet addiction. Compr Psychiatry 2019; 92: 22-7.
ارسال پیام به نویسنده مسئول
| بازنشر اطلاعات | |
 |
این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است. |
