Abstracte achtergrond
Ondanks het feit dat betel-quid is een van de meest gebruikte psychoactieve stoffen over de hele wereld en een belangrijke risico-factor voor hoofd-halskanker incidentie en sterfte wereldwijd, op dit moment geen gestandaardiseerde instrument ter beschikking van de redenen waarom mensen kauwen betelnoten-quid beoordelen. Een maatregel om redenen voor het kauwen betel-quid zou kunnen helpen onderzoekers en clinici te ontwikkelen preventie en behandeling strategieën te beoordelen. In de huidige studie, zochten we voor het ontwikkelen en evalueren van een zelfrapportage instrument voor de beoordeling van de redenen voor het kauwen betel quid die bijdraagt in de richting van het doel van het ontwikkelen van effectieve interventies om betel quid kauwen verlagen kwetsbare bevolkingsgroepen.
Methods Ondernemingen De huidige studie onderzocht de factor structuur, de betrouwbaarheid en de convergente validiteit van de redenen voor Betel-quid Kauwen Scale (RBC), een nieuw ontwikkelde 10 artikel maatregel aangepast van verscheidene bestaande "redenen om te roken" schalen. De maatregel werd toegediend aan 351 volwassenen betel quid-kauwers in Guam
Resultaten
confirmatieve factoranalyse van deze maatregel bleek een drie-factor structuur:. Versterking, sociaal /cultureel en stimulatie. Verdere tests bleek krachtige steun voor de interne consistentie en convergente validiteit van deze drie factor maatregel
Conclusie
Het doel van het ontwerpen van een interventie om betel-quid kauwen verminderen vereist een goed begrip van de reden waarom kauwers kauwen.; de huidige studie maakt aanzienlijke bijdragen aan deze doelstelling.
Sleutelwoorden
Areca moer Betel-quid Redenen voor het kauwen van Betel moer Achtergrond
Betel-quid gekauwd wordt door ongeveer 600 miljoen mensen wereldwijd [1], met name in Zuid-Azië , Zuidoost-Azië en de Pacifische eilanden, en is de vierde meest gebruikte psychoactieve stof in de wereld achter alcohol, nicotine en cafeïne [2, 3]. Er is gemeld dat zowel het sympathische en parasympathische zenuwstelsel veroorzaken zowel stimulerende en ontspannende werking beïnvloeden [4]. In veel landen, betel quid-kauwen is een maatschappelijk geaccepteerde gewoonte die is geïntegreerd in zowel ceremoniële situaties en routine aspecten van [5] het dagelijkse leven. Betel-quid is meestal de combinatie van Areca moer (het zaad van de palmachtig betelpalm boom), piper blaadje (een veel voorkomende wijnstok), gebluste kalk (calciumhydroxide), en tabak, hoewel de ingrediënten verschillen per regio, land, etniciteit en persoonlijke voorkeur [4, 6]. In Guam, vaak het areca noot wordt verwezen naar informeel als "betelnoot", hoewel deze term kan ook verwijzen naar de Areca moer alleen of gekauwd als een betel-quid met blad piper betelnoten, gebluste kalk, tabak en andere ingrediënten zoals specerijen (bijv, kruidnagel). In de huidige studie, de term "betelnoten-quid" verwijst naar een bereiding van gekauwd areca noot, met inbegrip van de moer alleen en alle mengsels met betelnoten blad, gebluste kalk, tabak, en andere ingrediënten.
Gezien het grote aantal gezondheidsproblemen geassocieerd met het kauwen van betel-quid, met name mondkanker en voorstadia van aandoeningen zoals leukoplakie en orale submukeuze fibrose [7], het begrijpen van manieren om betel-quid kauwen verminderen is van de opwarming van belang voor de volksgezondheid. In het laatste decennium, is betel-quid is geclassificeerd als een groep 1 carcinogeen door het Internationaal Agentschap voor Kankeronderzoek [6, 8]. Echter, tot op heden, het meeste onderzoek naar betel-quid kauwen is beperkt tot epidemiologische en biologische onderzoeken [9, 10]. Limited onderzoek is uitgevoerd om de gedrags-en psychosociale factoren die leiden individuen te initiëren en /of te onderhouden betel-quid kauwen begrijpen. Het bepalen van dergelijke psychosociale en gedragsmatige risicofactoren zou helpen bij het ontwerpen preventie- en behandelingsprogramma's gericht op de prevalentie van betel-quid kauwen verminderen
Sociaal leren theorieën [11, 12] stellen dat het middelengebruik gedrag worden gemotiveerd door verwachting redenen:. Dat wil zeggen, mensen gebruiken een stof door de positieve resultaten bij gebruik. Zo kunnen mensen nog steeds een verslavende stof te gebruiken, omdat ze net als de manier waarop de stof geeft hen het gevoel. Zo kunnen er verschillende sociale, culturele, gedragsmatige en fysiologische redenen die van invloed zijn middelengebruik initiatie en onderhoud [13]. Van preventie en behandeling standpunten, is het belangrijk om dergelijke redenen begrijpen, zodat strategieën kunnen worden ontwikkeld om individuen te helpen overwinnen van een verslaving.
Tot nu toe zijn de redenen voor betelnoot kauwen slecht begrepen. De enige bestaande onderzoek in het gebied is een onderzoek onder Taiwanese taxi chauffeurs [14], wat suggereert dat individuen kauwen betelnoten-quid voor sommige van de dezelfde redenen dat mensen roken tabak [15]: om de verveling te verlichten, socialisatie vergemakkelijken, en bevorderen activiteit en concentratie op het werk. Momenteel is er geen gestandaardiseerd middel om de variaties in waarom betel quid-kauwen in populaties van kauwers beoordelen. Een dergelijk instrument zou helpen bij het bepalen van de belangrijkste motiverende factoren die van invloed betel quid-afhankelijkheid. In deze studie hebben we getest of zelfrapportage items eerder gevalideerde redenen voor het roken van tabak te beoordelen kan worden aangepast aan de redenen voor het kauwen betel-quid beoordelen. Kuo en Lew-Ting's (2008) bevindingen suggereren dat de redenen voor het roken schalen kunnen worden aangepast om redenen van betelnoot gebruik te meten. Opgemerkt zij dat psychoactieve betelnoot zijn vergelijkbaar met die van tabak [14]
bijzonder testten we relevante items van drie maatregelen goed bestudeerd in de literatuur tabaksgebruik. De Modified Redenen voor roken Schaal [16] de Smoking Consequences Questionnaire [15], en de Wisconsin Inventarisatie van Roken Afhankelijkheid Motives [17]. Van deze instrumenten werden gewijzigd van "redenen om te roken" met redenen te kauwen betel-quid te evalueren en werd verwacht dat constructies zoals versterking (positieve en negatieve), sociaal /cultureel en stimulatie te vertegenwoordigen. Items die factoren die uniek zijn voor de betel-quid kauwen cultuur kunnen zijn, zoals de vraag of onbeleefd wordt beschouwd als niet om op te kauwen in sociale situaties (bijvoorbeeld wanneer zij deelnemen aan ceremonies), dan wel of het kauwen wordt geassocieerd met sociale status ook werden toegevoegd aan de maatregel . In de huidige studie, hebben we geprobeerd om de redenen voor het kauwen schaal onder een steekproef van het Engels-sprekende mannelijke en vrouwelijke betel quid-kauwers wonen in Guam met behulp van bevestigende factoranalyse valideren. We testten of de factor structuur die eerder voor redenen voor het roken onder rokers gerepliceerd om redenen betel quid-kauwen onder betel quid-gebruikers. Verder hebben we getest of de bevestigende model was invariant over geslacht. Wij hebben eveneens de weegschaal psychometrische eigenschappen. We voorspelden dat de maatregel een goede interne consistentie, gemeten door middel van alpha Cronbach's en convergente validiteit zou blijken, vastgesteld met behulp van variantie-analyse (ANOVA) en meervoudige lineaire regressie analyses.
Methods
Procedure
Data gerapporteerd in de huidige analyses werden verkregen als onderdeel van een groter onderzoek dat psychologische, gedragsmatige en culturele kwesties in verband met areca moer en betelnoten-quid kauwen onder self-geïdentificeerde betel quid-kauwers en ex-kauwers in Guam onderzoekt. Deelnemers werden geworven via krantenadvertenties, flyers, en communautaire gebeurtenissen in Guam. Bij de eerste screening, werden potentiële deelnemers gevraagd een reeks vragen aan chewer status te bepalen. Voor de huidige analyses, deelnemers (N
= 351) werden beperkt tot self-geïdentificeerde kauwers die meldden kauwen gedurende ten minste drie jaar, en bij een huidige tarief van ten minste eenmaal per week. Informed schriftelijke toestemming werd verkregen voorafgaand aan deelname aan het onderzoek. Enquêtes werden toegediend in persoon op de gemeenschap evenementen (98%) en via de e-mail (2%). Deelnemers die het onderzoek in de e-mail voltooid werd een gefrankeerde gegeven en retourenvelop geadresseerd. Na ontvangst van de ingevulde vragenlijsten werden alle deelnemers voorzien van een cadeaubon van $ 25. Het onderzoek protocol voor dit onderzoek werd goedgekeurd door de Universiteit van Guam Institutional Review Board en de Universiteit van Hawaï in Manoa Institutional Review Board.
Deelnemers
deelnemers bestond uit 351 volwassenen huidige betel quid-kauwers in Guam. De helft van de steekproef was mannelijk (50,1%) en 59,3% had de middelbare school afgerond. De gemiddelde leeftijd was 35,6 jaar oud (SD = 20,9). De etnische verdeling van het monster was als volgt: 34,5% Chamorro, 27,9% Chuukese, 21,7% Palauan, 6,6% Yapese, en 9,3% andere (bijv., Carolinian, Filippijnse, Marshallese). Deelnemers gemeld kauwen voor een gemiddelde van 15,3 jaar (SD = 12,8) en 11,9 keer per dag (SD = 13,7). Driekwart van de deelnemers (75,3%) rapporteerde het kauwen elke dag. De meerderheid van de deelnemers (66,1%) rapporteerde het toevoegen van tabak aan hun betel-quid, in vergelijking met slechts 13,7% die het kauwen Areca moer alleen (dat wil zeggen, als enige bestanddeel van de betel-quid).
Maatregelen
Redenen gemeld voor betel-quid kauwen schaal (RBC)
de RBC is een 10-punt schaal om de motieven voor het kauwen betel-quid meten, aangepast van bestaande schalen beoordeling van redenen om te roken [15-17] (zie tabel 1 voor een lijst van specifieke items en veronderstelde constructen). Reacties werden gemaakt op een vijfpuntsschaal (0 = niet belangrijk tot 4 = Zeer belangrijk). De drie kauwen motief scores werden verondersteld en berekend: versterking, sociaal /cultureel en stimulation.Table 1 Mean (SD) van de afzonderlijke items in de redenen voor betel-quid kauwen schaal (RBC)
RBC artikelen
Mean
standaardafwijking
r
Factorladingen
Reinforcement construeren
1.78
1.40
1. ik hou van de smaak
1.95
1,51
0,92
0,75
2. ik wil iets in mijn mond te allen tijde
1,58
1.52
0,92
0,94
sociaal /cultureel construct
1.26
1,08
3. Al mijn vrienden kauwen
1,63
1,42
0,81
0,78
4. My familieleden kauwen
1,74
1.37
0,78
0,73
5. Het is onbeleefd niet te kauwen
0,88
1.35
0,83
0,63
6. mensen mij niet respecteren als ik niet kauwen
0,73
1,27
0,81
0,62
Stimulatie construeren
2.24
1.30
7. Het ontspant me Gids 2.54
1.41
. 84
0,66
8. Het geeft me energie
2,51
1.52
0,88
0,74
9. Het helpt me beslissingen
1.68 maken
1,64
0,81
0,79
10. ik hou van de manier waarop ik voel me
2.18
1.54
0,86
0,85
r = gecorrigeerde post-totaal correlatie. Factorladingen zijn gestandaardiseerd. Antwoordmogelijkheden varieerden 0-4.
Demografie
informatie gerelateerd aan de leeftijd, geslacht, opleiding en etniciteit werd verzameld. Etniciteit werd beoordeeld door een open-ended punt vraagt de deelnemers om aan te geven
Betel quid-verbruik en de afhankelijkheid
Betel quid-verbruik werd vastgesteld door middel van drie items "de ene etnische groep je het meest identificeren.": Het aantal kauwt per dag, het aantal jaren als chewer, en de aard van de betel-quid gekauwd (dat wil zeggen, areca noot alleen, betelnoten-quid zonder tabak, of betelnoten-quid met tabak). Er is bewijs dat suggereert een afhankelijkheid syndroom gerelateerd aan betel-quid gebruik [18]. Daarom hebben we ervoor gekozen om de afhankelijkheid te beoordelen met behulp van de 16-punt-Betel quid Dependence Scale (BQDS) [19, 20]. Elk item in de BQDS maakt gebruik van een dichotome uitkomst (0 = Nee 1 = Ja). De BQDS score werd berekend door het optellen van de 16 items en vervolgens te delen door het totaal aantal items, zodat elke score vertegenwoordigde het aandeel van de items onderschreven.
Andere punten in verband met redenen voor het kauwen
Deelnemers werden gevraagd of ze begonnen te kauwen omdat ze graag de smaak (0 = Nee of 1 = Ja). Kauwen tussen familieleden werd beoordeeld door te vragen de deelnemers: "Welke andere leden van uw familie kauwen betelnoot?" Reactie opties, waarvan opgenomen kinderen, broers, zussen, ouders, grootouders, tantes, ooms en andere familieleden (0 = Nee tegen 1 = ja), werden opgeteld om een kauwen te creëren tussen familieleden score (range 0-8). Om sociaal /culturele redenen voor het kauwen te beoordelen, werden de deelnemers ook gevraagd, "Is het niet kauwen betelnoot in sociale situaties beschouwd als een belediging?" (0 = nooit tot 4 = bijna altijd). Tot slot werden de deelnemers gevraagd om te beoordelen op een 5-puntsschaal hoe belangrijk kauwen betel-quid was in de volgende situaties: verjaardagen, feesten, verjaardagen (doden), partijen, rozenkransen, en werken (6 items; 0 = niet belangrijk 4 = zeer belangrijk;. α = 0.93)
data-analyse Belgique Om de hypothese factor structuur van de RBC's te beoordelen, werd een bevestigende factoranalyse uitgevoerd met behulp van maximum likelihood schatting, met Mplus versie 7 [21]. Dit model opgenomen versterking als een latente variabele met twee items als indicatoren, sociaal /cultureel als een latente variabele met vier items als indicatoren, en stimulatie als een latente variabele met vier items als indicatoren. Volledige informatie maximum likelihood schatting werd gebruikt voor het schatten van ontbrekende gegevens en MLR raming voor niet-normaal verdeelde data, met Mplus versie 7 [21]. Om voldoende fit van de modellen te garanderen, werden strenge beoordelingscriteria vastgesteld. Een chikwadraattoets werd gekozen als de statistische test van model fit (α = 0,05). Omdat deze test gevoelig is voor kleine afwijkingen in model passen in grote steekproeven kunnen zijn [22], de vergelijkende fit index (CFI), Tucker-Lewis index (TLI), kwadratisch gemiddelde fout van de aanpassing (RMSEA), en gestandaardiseerde root mean square residuele (SRMR) werden ook gebruikt om het model fit [23, 24] te evalueren. De volgende cut-offs werden gebruikt voor het vaststellen van adequate fit: CFI ≥ 0,95 [25]; TLI ≥ 0,95 [25]; RMSEA & lt; 0,05 [22]; SRMR & lt; 1,0 [25]. Factorladingen werden bepaald robuust te zijn als ze waren & gt; 0,40. Ondernemingen De meetinvariantie van het veronderstelde model over geslachten werd getest door het beoordelen van de gelijkwaardigheid van de configurele model en factorladingen tegenover geslachten met behulp van geneste-model chi-kwadraat verschil tests volgens het multiple-groep vergelijking framework. Eerst werd de configurele model getest in het totale monster. Vervolgens werd het model afzonderlijk lopen voor elk geslacht te configurationele gelijkwaardigheid vast te stellen. Geslacht gelijkwaardigheid van factorladingen werd vervolgens getest door het vergelijken van de geneste model (dat wil zeggen, het model met factorladingen beperkte over geslachten) aan het basismodel (dat wil zeggen, het model met factorladingen vrij schatting over geslachten) met de geneste-model chi-kwadraat verschil te testen. Een significante chi-kwadraat verschil zou betekenen dat de beperkende factor ladingen aanzienlijk verslechterd de pasvorm van het basismodel en zou dus aan een of meer factor ladingen waren significant variant over geslachten [26].
Wij onderzochten de interne consistentie van de totale schaal en de bijbehorende subschalen met behulp van Cronbach's alpha. Convergente validiteit van RBC werd beoordeeld met behulp van analyse van de variantie (ANOVA) en meervoudige lineaire regressie-analyses in SAS 9.3 [27]. ANOVA werd uitgevoerd met Least Mean Vierkante (LSM) wensen gemiddelde verschillen tussen groepen in de functie van elk van RBC subschalen (versterking, sociaal /cultureel, stimulatie). Groepen opgenomen betel-quid kauwt per dag (& lt; 5, 5-9, 10-15, ≥16), quid type (noot alleen, quid (kalk, blad, noot), en quid plus tabak), etniciteit (Chamorro, chuukese, Palauan, Yapese, andere), en leeftijd (18-25, 26-35, 36-45, & gt; 45). Meerdere vergelijkingen tussen middelen werden uitgevoerd met Studentized Range (HSD) -test Tukey's. Meervoudige lineaire regressies werden tussen verschillende correlaten van de drie redenen voor betel-quid gebruik factoren, namelijk onderzocht: het houden van de smaak van betel-quid als reden voor initiatie, de overtuigingen die niet kauwen is een cultureel belediging en kauwen is maatschappelijk belangrijke, kauwen tussen familieleden, kauwt per dag, de BQDS en de opname van tabak in betel-quid. Modellen gecontroleerd voor leeftijd, geslacht, opleiding en etniciteit (Chamorro, Chuukese, Palauan en Yapese versus andere) en aparte modellen werden uitgevoerd met elk van de drie RBC constructen gespecificeerd als afhankelijke variabelen. Statistische toetsen waren tweezijdig, met significantie werd ingesteld op p & lt; 0,05.
Resultaten
confirmatieve factoranalyse (CFA)
De veronderstelde model voldoende passen bij de data (zie tabel 2). Items significant geladen op hun respectieve factoren. Modificatie indices riep de fout covariantie tussen de artikelen 5 en 6, en de artikelen 7 en 8 vrij worden geschat. Na het maken van deze wijzigingen model, het model bij de data beter: χ
2 = 153.62, df = 30, p & lt; 0,0001; RMSEA = 0,11, 90% CI = 0,09, 0,13; CFI = 0,93; TLI = 0,90; SRMR = 0,06. De multi-groep vergelijking van het model over geslacht gesuggereerd dat het model was invariant over geslacht. De chi-kwadraat verschil-test gaf aan dat de aanpassing van het model als de factorladingen werden gedwongen gelijk over mannen en vrouwen te zijn was niet significant verschillend van de aanpassing van het model wanneer factorladingen vrij over geslacht werden geschat (Chi-kwadraat verschil [10] = 11.18, p
= 0,34; zie tabel 2, Modellen 2 en 2a) .table 2 Fit indices voor bevestigende factoranalyse (N = 351; n mannetjes = 176; n vrouwen = 175)
Model
χ2 (df)
CFI
TLI
RMSEA (90% CI)
SRMR
χ2difference-test
Volledige monster
1 Hypothetische meetmodel
340,67 * (32)
0,84
0,77
0,17 (0,15, 0,18)
0,10
1a Modified meetmodel
153,62 * (30)
0,93
0,90
0,11 (0,09,. 13)
0,06
Gender multi-groep analyse
Pagina 2 Volledige model
196,31 * (67)
0,93
0,91
0,11 (0,09, 0,12)
0,07
Δ χ2 = 11,18, df = 10, p = 0,34
2a Geneste model
207,49 * (77)
0,93
0,92
0,10 (0,08, 0,12)
0,07
Nota
CFI:. vergelijkende fit index; TLI: Tucker-Lewis index RMSEA: root mean-square fout van de aanpassing; en SRMR: kwadratisch gemiddelde resterende
* p
. & lt; 0,05.
Betrouwbaarheid en convergente validiteit
De totale RBC scoren, evenals de drie subschalen die in de CFA model, had een goede interne consistentie. De Cronbach's alpha voor de algemene 10-punt RBC was 0,88. Ook de alfa voor de subschalen genoegen en sociaal /cultureel was 0,82, en stimulering was 0,87. De middelen, standaarddeviaties, post-totaal correlaties en factor ladingen worden weergegeven in tabel 1.
Tabel 3 toont de middelen voor de RBC factoren die door kauwt per dag, quid soort, leeftijd en etniciteit. Belangrijke verschillen tussen de kauwt per dag werden gevonden op versterking (F 3, 340 = 11,70, p & lt; 0,0001), sociaal /cultureel (F 3 338 = 9,41, p & lt; 0,0001 ) en stimulering schalen (F 3, 340 = 6,10, p = 0,001). Kauwers die ≥16 kauwt per dag aangebracht significant hogere niveaus op de subschalen versterking en sociale /culturele subscales gemeld dan bij alle andere groepen en hogere stimulatie vergeleken kauwers melden & lt; 5 en 10-15 kauwt per dag. Kauwers rapportage 10-15 kauwt per dag onderschreven significant hogere niveaus op de versterking en sociale /culturele subschalen als redenen om op te kauwen in vergelijking met kauwers rapportage & lt; 5 kauwt per dag. Er waren geen verschillen waargenomen tussen kauwers melden & lt; 5 en 5-9 kauwt per dag. Belangrijke verschillen tussen de quid soort werden gevonden op versterking (F 2, 340 = 3,52, p = 0,03), sociaal /cultureel (F 2, 338 = 4,28, p = 0,01) en stimulatie subschalen (F 2, 340 = 12,54, p & lt; 0,0001). Quid plus tabak kauwers hadden significant minder aantekening op de subschaal versterking ten opzichte van alleen quid. Quid kauwers hadden significant hogere niveaus van goedkeuring op de sociale /culturele subschaal vergeleken met degenen die moer alleen gekauwd. Nut alleen kauwers hadden significant minder aantekening op het stimuleren subschaal in vergelijking met de andere groepen. Belangrijke verschillen tussen de leeftijdsgroepen werden gevonden op versterking (F 3, 340 = 5,26, p = 0,002) en stimulatie schalen (F 3, 340 = 3,54, p = 0,01), maar niet de sociale /culturele schaal (F 3 338 = 0,78, p = 0,51) .Young volwassenen (18-25) hadden significant lagere niveaus van aantekening op de wapening subschaal vergeleken met die ouder dan 35 personen in de 26-35 jaar ouderdom groep rapporteerde hoger aantekening op het stimuleren subschaal vergeleken met die ouder dan 35 belangrijke verschillen tussen de etnische groepen werden gevonden op versterking (F 4, 339 = 16.22, p & lt; 0,0001) en het stimuleren schalen (F 4, 339 = 17,62, p & lt; 0,0001), maar niet de sociale /culturele schaal (F 4, 337 = 1,00, p = 0,41). Chuukese hadden significant lagere niveaus van aantekening op de wapening subschaal, maar beduidend hoger niveau van aantekening op het stimuleren subschaal in vergelijking met de andere etnische groups.Table 3 RBC factoren als functie van kauwt per dag en quid soort
Mean CPD
Reinforcement
sociale /culturele
Stimulatie
Chews per dag (CPD)
& lt; 5 (n = 78)
2,78 (0,88)
1,32 (1,13) een
0,85 ( 0,78) een
1,89 (1,41) een
5-9 (n = 87)
6,49 (1,36)
1,44 (1,41 ) ab
1,17 (0,86) ab
2,34 (1,22) ab
10-15 (n = 109)
11,59 (2,11 )
1,88 (1,45) b
1,28 (1,15) b
2,08 (1,32) een
≥16 (n = 77)
27.62 (21.91)
2,47 (1,27) c
1,73 (1,27) c
2,70 (1,06) b
Quid soort
Nut alleen (n = 50)
6,94 (6,54)
1,99 (1,26) ab
0,93 (0,99) een
1,42 (1,13) een
Quid (kalk, blad, noot) (n = 69)
9,39 (7,15)
2,09 (1,43) een
1,56 (1,33) b
2,16 (1,38) b
Quid plus tabak (n = 232)
13,68 (1,24)
1,63 (1,41) b
1,23 (1,00) ab
2,43 ( 1,24) b
Age
18-25 (n = 121)
9,20 (6,02)
1,40 (1,37) een
1,24 (0,88) een
2,34 (1,29) ab
26-35 (n = 83)
14.47 (23.68)
1,83 (1,38) ab
1,40 (1,06) een
2,53 (1,12) een
36-45 (n = 68)
14,09 (9,86)
2.00 (1.37) b
1,36 (1,21) een
1.97 (1.32) b
& gt; 45 (n = 79)
11,39 (9,56)
2,12 (1,39) b
1,54 (1,23) een
2,00 (1,42) b
Afkomst
Chamorro (n = 121)
9.67 (7.14)
2,21 (1,33) ab
1,38 (1,25) een
1,94 (1,29) een
Chuukese (n = 98)
8,80 (6,90)
0,97 (1,17) c
1,27 (0,84) een
3,08 (1,03) b
Palauan (n = 76)
14.43 (9.02)
1,71 (1,43) een
1,13 (1,08) een
1,83 (1,20) een
Yapese (n = 23)
29.78 (41.66)
2,72 ( 0,93) b
1.00 (1.10) een
2,23 (1,12) een
Andere (n = 33)
10,85 (6,35)
2,08 (1,36) ab
1,24 (1,10) een
1,76 (1,29) een
gemiddelde (SD) worden gerapporteerd in de . tabel
, b, c ,: voor elk van de drie variabelen dezelfde subscriptletters na het gemiddelde (SE) nummers voor het niveau aan dat de niveaus waren statistisch significant (p & gt; . 0,05), verschillende letters geven significante verschillen tussen groep vergelijkingen (p & lt; 0,05)
Resultaten van de meervoudige lineaire regressies worden getoond in Tabel 4. De wapening construct was significant geassocieerd met de volgende variabelen: aanvankelijk kauwen omdat de smaak plezierig, in de overtuiging dat niet kauwen is een cultureel belediging, in de overtuiging dat het kauwen is maatschappelijk belangrijke, en met hogere niveaus van betel quid-afhankelijkheid. Het construct sociaal /cultureel was significant geassocieerd met: geloven dat niet kauwen is een cultureel belediging, met familieleden die kauwen, en geloven dat het kauwen is het maatschappelijk belang. De stimulatie construct werd significant geassocieerd met geloven dat het kauwen is maatschappelijk belangrijke en met hogere niveaus van betel-quid dependence.Table 4 Samenvatting van de lineaire regressie-analyse testen correleert van RBC
Reinforcement
Social /culturele
Stimulatie
Begon kauwen omdat genoten van de smaak
0,20 (0,05) **
-0,04 (0,05)
-0,03 (0,05)
Niet kauwen is een cultureel belediging
0,09 (0,04) *
0,17 (0,05) *
-0,03 (0,05)
Familieleden kauwen
0,00 (0,05)
0,11 (0,05) *
0,07 (0,05)
Kauwen is maatschappelijk belangrijke
0,41 (0,05) **
0,47 (0,05) **
0,36 (0,05) **
Chews per dag
0.05 (0.05)
0,02 (0,05)
0,06 (0,05)
Betel -quid afhankelijkheid
0,10 (0,05) *
0,10 (0,06)
0,28 (0,05) **
kauwen betel quid-plus tabak
-0,10 (0,05)
-0,07 (0,06)
-0,01 (0,05)
Beta (se) worden gerapporteerd in de tafel. . Modellen gecontroleerd voor leeftijd, geslacht, opleiding en etniciteit
variabelen gestandaardiseerd (gemiddelde = 0, std = 1)
** p & lt.; 0,0001; * P & lt; 0,05.
Discussie
Ondanks dat betel-quid is een van de meest gebruikte psychoactieve stoffen over de hele wereld en een belangrijke risico-factor voor hoofd-halskanker incidentie en sterfte wereldwijd, op dit moment geen gestandaardiseerde instrument beschikbaar is om beoordelen van de redenen waarom mensen kauwen betel-quid. Een maatregel om redenen voor het kauwen betel-quid zou kunnen helpen onderzoekers en clinici te ontwikkelen preventie en behandeling strategieën te beoordelen. In de huidige studie, zochten we voor het ontwikkelen en evalueren van een zelfrapportage instrument voor de beoordeling van de redenen voor het kauwen betel-quid. Zo is de huidige studie is belangrijk omdat het draagt bij aan de doelstelling van het ontwikkelen van effectieve interventies om betel-quid kauwen in kwetsbare bevolkingsgroepen te verminderen.
Specifiek, een 10-punt RBC schaal is gemaakt. De schaal putte uit verscheidene bestaande redenen voor het roken van een weegschaal [15-17]. Onze hypothese was dat de 10-post RBC omvatte drie subschalen vertegenwoordigen drie constructen: versterking, sociaal /cultureel en stimulatie. De resultaten van de bevestigende factoranalyse ondersteunde de drie-factor model. Verdere analyses bleek dat de drie-factor model was gelijk over geslachten en de volledige 10-punt schaal en subschaal scores vertoonde een goede interne consistentie. Ondernemingen De subschalen bleek correct te meten de constructen dat ze werden verondersteld te meten. De construct validiteit van de subschalen is mede aangetoond door de convergentie tussen de scores op de redenen om te stoppen subschalen en kauwt per dag: dat is, zelf-gerapporteerde kauwt per dag de neiging toe te nemen met hogere goedkeuring van elk van de drie soorten redenen voor het kauwen ; namelijk versterking, sociaal /cultureel en stimulatie. Bovendien regressie analyses bleek dat de drie subschalen significant gecorreleerd met variabelen die werden verwacht te correleren met hen. Bijvoorbeeld, het initiëren van kauwen als gevolg van smaak de smaak van betel-quid was geassocieerd met hogere scores op versterking als een reden voor de huidige kauwen. Op dezelfde manier, perceptie dat betel-quid kauwen was maatschappelijk belangrijke werd geassocieerd met hogere scores op sociaal /culturele redenen voor de huidige kauwen, en betel quid-afhankelijkheid werd geassocieerd met hogere scores op stimulatie als een actuele reden voor te kauwen.
We vonden dat onder de kauwers van verschillende types quid, kauwers dat tabak toegevoegd aan hun quid gemeld hogere niveaus van stimulatie vergeleken met kauwers van alleen de moer. Van de drie RBC constructen, stimulatie was het sterkst onderschreven, gevolgd door versterking, en sociaal /culturele redenen. Deze resultaten suggereren dat mensen meer kans om op te kauwen betelnoten-quid vanwege de manier waarop het geeft hen het gevoel. Dit is niet verwonderlijk dat tweederde van het monster tabak aan hun quid, waarvan is aangetoond dat het gebruik en afhankelijkheid [20] te verhogen. Deze resultaten suggereren dat het aanpakken van de stimulerende effecten van kauwen een sleutel uitwerken van maatregelen om kauwers stoppen is. Zo kan de cognitieve gedragstherapie (CGT) benaderingen die succesvol zijn in het stoppen met roken [28] hebben gevonden worden aangepast voor betel-quid stoppen.
