Oyun oynama bozukluğu ve yaşam kalitesi ilişkisinde yaşantısal kaçınmanın aracı rolü

Abstract

Amaç: Yaşam kalitesi, ruhsal rahatsızlıklarda bozulan parametrelerden biridir. Bir ruhsal rahatsızlık olarak tanımlanan oyun oynama bozukluğunun da yaşam kalitesinde düşüş ile ilişkisi bilinmektedir. Bu düşüşe aracılık ettiği düşünülen faktörler literatürde araştırılmaktadır. Bu çalışmada, yaşantısal kaçınmanın oyun oynama bozukluğu ve yaşam kalitesi ilişkisinde aracı rolü araştırılmıştır. Yöntem: Çalışma kesitsel ve tanımlayıcı özellikte tasarlanmıştır. Çalışma 19-24 yaş arasında 218 bireyin katılımıyla gerçekleştirilmiştir. Katılımcılara ulaşılabildiği durumlarda yüz yüze, ulaşılamadığı durumlarda ise çevrimiçi anket yardımıyla ölçekler verilmiş ve kartopu örneklem yöntemi kullanılmıştır. Katılımcılara Sosyodemografik veri formu, Çok Boyutlu Yaşantısal Kaçınma Ölçeği 30, Kabul ve Eylem Formu 2, Oyun Oynama Motivasyonları Ölçeği, Çevrimiçi Oyun Oynama için Motivasyon Ölçeği, Dünya Sağlık Örgütü Yaşam Kalitesi Ölçeği kısa form ve İnternet Oyun Oynama Bozukluğu Ölçeği Kısa Form 9 uygulanmıştır. Bulgular: Katılımcıların yaş ortalamasının 21,51±1,94 olduğu ve %56,4'ünün (n=123) erkek olduğu gözlenmiştir. Bireylerin en çok Birinci Şahıs gözünden Atış (FPS) oyunları tercih ettiği (%19,7), bir günde ortalama oyunda geçirilen sürenin hafta içi 2,62±2,24 saat, hafta sonu 3,02±2,39 saat olduğu gözlenmiştir. Erkek katılımcıların oyun oynama bozukluğu şiddetinin kadın katılımcılara kıyasla anlamlı derecede yüksek olduğu (p<0,01) tespit edilmiştir. Araştırmada değerlendirilen vakaların oyun oynama bozukluğu şiddeti ile yaşam kalitesi puanları arasında, anlamlı seviyede negatif korelasyon olduğu bulundu (Fiziksel iyilik r=0,152, p<0,05, Psikolojik iyilik r=0,242, p<0,01, Çevresel iyilik r=0,134, p<0,05, Sosyal iyilik r=0,243, p<0,01). Yaşantısal kaçınma ve yaşam kalitesi puanları arasında; sıkıntıdan hoşlanmama alt boyutu ile tüm yaşam kalitesi alt boyutları arasında anlamlı seviyede negatif korelasyon (Fiziksel iyilik r=0,192, p<0,01, Psikolojik iyilik r=0,330, p<0,01,Çevresel iyilik r=0,970, p<0,01, Sosyal iyilik r=0,134, p<0,05), erteleme alt boyutu ile yaşam kalitesi alt boyutlarından fiziksel iyilik, psikolojik iyilik ve sosyal iyilik arasında anlamlı seviyede negatif korelasyon (Fiziksel iyilik r=0,215, p<0,01, Psikolojik iyilik r=0,305, p<0,01, Sosyal iyilik r=0,180, p<0,01), baskılama/inkar alt boyutu ile tüm yaşam kalitesi alt boyutları arasında anlamlı seviyede negatif korelasyon (Fiziksel iyilik r=0,187, p<0,01, Psikolojik iyilik r=0,352, p<0,01, Çevresel iyilik r=0194, p<0,01, Sosyal iyilik r=0,301, p<0,01), Kabul ve Eylem Formu (KEF) skorları arasında anlamlı seviyede negatif korelasyon (Fiziksel iyilik r=0,384, p<0,01, Psikolojik iyilik r=0,613, p<0,01, Çevresel iyilik r=0,297, p<0,01, Sosyal iyilik r=0,460, p<0,01) olduğu bulundu. Araştırmada değerlendirilen bireylerin oyun oynama bozukluğu şiddeti ile yaşantısal kaçınma puanları arasında; sıkıntıdan hoşlanmama alt boyutu ile anlamlı seviyede pozitif korelasyon (r=0,188, p<0,01), erteleme alt boyutu ile anlamlı seviyede pozitif korelasyon (r=0,258, p<0,01), baskılama/inkar alt boyutu ile anlamlı seviyede pozitif korelasyon (r=0,240, p<0,01), KEF skorları ile anlamlı seviyede pozitif korelasyon (r=0,378, p<0,01) olduğu bulundu. Yaşam Kalitesi Ölçeği toplam puanının %6'sının (F=13,18, p<0,01) Oyun Oynama Bozukluğu (OOB) şiddeti tarafından açıklandığı, modele Çok Boyutlu Yaşantısal Kaçınma Ölçeği (ÇBYKÖ) alt ölçek skorlarının eklenmesiyle açıklayıcılığın istatistiksel açıdan anlamlı seviyede %32'ye yükseldiği (F=14,51, p<0,001), modele KEF skorlarını eklenmesiyle açıklayıcılığın %41'e yükseldiği (F=18,17, p<0,001) bulundu. Son model incelendiğinde ise sadece ÇBYKÖ–Davranışsal Kaçınma (p=0,018), ÇBYKÖ–Sıkıntıya Katlanma (p<0,001) ve KEF (p<0,001) skorlarının istatistiksel açıdan anlamlı derecede etkili olduğu bulundu. Sonuç: Çalışmada oyun oynama bozukluğu ve yaşantısal kaçınmanın yaşam kalitesi ile negatif yönde anlamlı ilişkisi bulunmuştur. Bu ilişkide oyun oynama bozukluğuna yaşantısal kaçınma skorları eklendiğinde, açıklayıcılığın anlamlı derecede %41'e yükseldiği tespit edilmiştir. Son modelde davranışsal kaçınma alt boyutunun anlamlı olması, oyun oynama bozukluğunun davranışsal bağımlılık olarak sınıflandırıldığı literatürü desteklemektedir. Oyun oynayan bireylerde yaşantısal kaçınma skorlarının bu etkisi, yaşantısal kaçınmanın bu bozukluğa sahip bireylerin tedavisinde müdahale alanı olarak kullanılabileceğini göstermektedir.Objective: Quality of life is one of the parameters that worsen in mental disorders. It is also recognized that gaming disorder, which is classified as a mental disorder, is linked to a decline in quality of life. The literature investigates the variables hypothesized to mediate this decline. This research examined the potential mediating function of experiential avoidance in the link between gaming disorder and quality of life. Methods: The study has a cross-sectional and descriptive design. 218 participants between the ages of 19 and 24 participated in the study. When participants could be reached in face, the scales were administered in individual. When participants could not be reached, the scales were administered using online questionnaires and the snowball sampling approach. The participants completed a Sociodemographic data form, the Multidimensional Experiential Avoidance Questionnaire 30, the Acceptance and Action Questionnaire 2, Videogaming Motives Questionnaire, Motives for Online Gaming Questionnaire, World Health Organization Quality of Life Scale short form and Internet Gaming Disorder Scale Short Form 9. Results: It was observed that the mean age of the participants was 21.51±1.94 and 56.4% (n=123) of them were male. It was observed that individuals mostly preferred FPS games (19.7%), and the average time spent in the game in a day was 2.62±2.24 hours on weekdays and 3.02±2.39 hours on weekends. It was determined that male participants' gaming disorder scores were significantly higher than female participants (p<0.01). It was found that there was a significant negative correlation between gaming disorder scores and quality of life scores of the cases evaluated in the study (Physical health r=0.152, p<0.05, Psychological health r=0.242, p<0.01, Environmental health r=0.134, p<0.05, Social health r=0.243, p<0.01). Between experiential avoidance and quality of life scores; there was a significant negative correlation between the dislike for distress sub-dimension and all sub-dimensions of quality of life (Physical health r=0.192, p<0.01, Psychological health r=0.330, p<0.01, Environmental health r=0.970, p<0, 01, Social health r=0.134, p<0.05), a significant negative correlation between procrastination and quality of life sub-dimensions physical health, psychological health and social health (Physical well-being r=0.215, p<0.01, Psychological health r=0.305, p<0.01, social health r=0.180, p<0.01), a significant negative correlation between suppression/denial and all quality of life sub-dimensions (Physical health r=0.187, p<0) ,01, Psychological health r=0.352, p<0.01, Environmental health r=0194, p<0.01, Social health r=0.301, p<0.01), significant negative correlation between AAQ 2 scores (Physical health r=0.384, p<0.01, Psychological health r=0.613, p<0.01, Environmental health r=0.297, p<0.01, Social health r=0.460, p<0.01). Between the gaming disorder scores and experiential avoidance scores of the individuals evaluated in the study; there was a significant positive correlation with the dislike for distress sub-dimension (r=0.188, p<0.01), a significantly positive correlation with the procrastination sub-dimension (r=0.258, p<0.01), and a significantly positive correlation with the suppression/denial sub-dimension (r=0.240, p<0.01), and significant positive correlation (r=0.378, p<0.01) with AAQ 2 scores. 6% of the total scores of the Quality of Life Scale (F=13.18, p<0.01) were explained by the IGD total scores, and the explanatory value increased to 32% at a statistically significant level with the addition of the MEAQ 30 subscale scores to the model (F=14.51), p<0.001), the explanatory power increased to 41% (F=18.17, p<0.001) by adding the AAQ 2 scores to the model. When the last model was examined, it was found that only the scores of MEAQ 30–Behavioral Avoidance (p=0.018), MEAQ 30–Endurance of Distress (p<0.001) and AAQ 2 (p<0.001) were statistically significant. Conclusions: In the study, gaming disorder and experiential avoidance were found to be negatively correlated with quality of life. When experiential avoidance scores are added to gaming disorder in this relationship, it was found that explanatory power increased significantly to 41%. The fact that behavioral avoidance sub-dimension is significant in the last model supports the literature in which gaming disorder is classified as behavioral addiction. This effect of experiential avoidance scores in individuals who play shows that experiential avoidance can be used as an intervention area in the treatment of individuals with this disorder.