1Philipps-yliopisto, Marburg, Saksa
, Nele NyenhuisLiittyviä tietoja
, Antonia BarkeLiittyviä tietoja
1Philipps-yliopisto, Marburg, Saksa
TIIVISTELMÄ
Internet-pelihäiriö sisältyy Psyykkisten häiriöiden diagnostiikka- ja tilastokäsikirja (5th painos) häiriöksi, joka ansaitsee lisätutkimuksia. Diagnostiikkakriteerit perustuvat aineiden käyttöhäiriöiden ja uhkapelien häiriöiden kriteereihin. Liiallisilla pelaajilla ja henkilöillä, joilla on päihteiden käyttöhäiriöitä, esiintyy huomioharhaa väärinkäytöksiin liittyvien ärsykkeiden suhteen. Tutkimme, osoittavatko liiallisilla Internet-pelaajilla samanlainen huomiopoikkeama, käyttämällä kahta vakiintunutta kokeellista paradigmaa.
Menetelmät
Mittasimme liiallisten Internet-pelaajien ja muiden kuin pelaajien reaktioaikoja (N = 51, 23.7 ± 2.7 vuotta) käyttämällä riippuvuus Stroopia tietokoneisiin liittyvillä ja neutraaleilla sanoilla sekä visuaalista koetinta tietokoneisiin liittyvillä ja neutraaleilla kuvilla. Sekoitetut varianssianalyysit kohteiden välisen tekijäryhmän (pelaajat / ei-pelaajat) ja kohteiden sisäisten tekijöiden ärsyketyyppien (tietokoneeseen liittyvät / neutraalit) kanssa laskettiin reaktioaikoille sekä valenssin ja tuttuuden luokituksille. ärsykemateriaali.
tulokset
Riippuvuus Stroopissa löydettiin ryhmä × sanatyypin vuorovaikutus: Vain pelaajat osoittivat pidempiä reaktioaikoja tietokoneeseen liittyville sanoille verrattuna neutraaleihin sanoihin, mikä osoitti huomion painottavuutta. Näköanturissa kummassakaan ryhmässä ei havaittu eroja reaktioajoissa tietokoneeseen liittyvien ja neutraalien kuvien välillä, mutta pelaajat olivat kaiken kaikkiaan nopeampia.
Päätelmät
Huomiopohja tietokoneeseen liittyviin ärsykkeisiin havaittiin liiallisilla Internet-pelaajilla käyttämällä riippuvuus Stroopia, mutta ei visuaalista koetinta. Mahdollinen selitys poikkeavuudelle voi olla se, että visuaalinen koetin on saattanut olla liian helppoa pelaajille.
esittely
Liiallinen Internet-pelaaminen liittyy psykososiaalisiin ongelmiin, kuten akateemisen tai ammatillisen suorituskyvyn heikkenemiseen (Chen & Tzeng, 2010; Chiu, Lee ja Huang, 2004; Griffiths, Davies ja Chappell, 2004; Hellström, Nilsson, Leppert, & Slund, 2012; Jeong & Kim, 2011; Liu & Peng, 2009; Peng & Liu, 2010; Rehbein, Kleimann ja Mössle, 2010; Skoric, Teo ja Neo, 2009; Van Rooij, Kuss, Griffiths, Shorter ja Van de Mheen, 2013), laiminlyömällä harrastukset ja suhteet pelin ulkopuolella (Griffiths et ai., 2004; Hellström ym., 2012; Liu & Peng, 2009; Lo, Wang ja Fang, 2005; Rehbein et ai., 2010), ihmissuhteiden konfliktit (Batthyány, Müller, Benker ja Wölfling, 2009; Hellström ym., 2012; Shen & Williams, 2011), yksinäisyys (Lemmens, Valkenburg ja Peter, 2011; Shen & Williams, 2011; Van Rooij, Schoenmakers, Vermulst, Van den Eijnden ja Van de Mheen, 2011) ja unenpuute (Achab et ai., 2011; Griffiths et ai., 2004; Hellström ym., 2012; Rehbein et ai., 2010; Van Rooij ym., 2013).
Tällä hetkellä 671 miljoonaa ihmistä pelaa maailmanlaajuisesti tietokonepelejä (Singh, 2013). Massiivisesti moninpeliset online-roolipelit (MMORPG) muodostavat neljänneksen tietokonepelien maailmanlaajuisista tuloista (Barnett & Coulson, 2010). MMORPG: t ovat fantasiapohjaisia pelejä, joissa tuhannet pelaajat ovat vuorovaikutuksessa yksilöllisen hahmonsa, avatarin, kautta. Menestyäkseen pelaajien on tehtävä yhteistyötä (Cole & Griffiths, 2007) ja sijoita peräkkäin enemmän aikaa (Van Rooij ym., 2011). MMORPG: lla ei ole päätepistettä (kuten viimeinen taistelu) ja ne ovat pysyviä; eli peli jatkuu, vaikka pelaaja ei ole kirjautunut sisään (Barnett & Coulson, 2010). Pelaajia vahvistetaan ajoittain hankkimalla korkeammat tasot, kyvyt, virtuaalisen kullan tai parempia laitteita. Suosituin MMORPG on World of Warcraft (WoW), jolla on 10 miljoonaa tilaajaa (Blizzard Entertainment, 2014). Sosiaalisen luonteensa, pysyvyytensä ja ajoittaisten vahvistustensa takia MMORPG-valmisteilla on suuri riski liiallisesta käytöstä (Beutel, Hoch, Wölfling ja Müller, 2011). Smyth (2007) määräsi opiskelijat, jotka eivät aiemmin ole pelanneet tietokonepelejä, pelaamaan yhtä (soolo, arcade, konsoli tai MMORPG) vähintään tunnin viikossa. Yhden kuukauden kuluttua MMORPG-pelaajat ilmoittivat pelaavansa useammin kuin muut osallistujat, heikentyneet fyysiset olosuhteet ja unen laatu ja peli häiritsee enemmän heidän opiskeluaan.
Internet - pelihäiriö on sisällytetty Psyykkisten häiriöiden diagnostiikka- ja tilastokäsikirja (5th painos) jatkotutkimuksen kannustamiseksi (American Psychiatric Association, 2013). Diagnoosikriteerit perustuvat aineiden käyttöhäiriöiden ja uhkapelien häiriöiden kriteereihin (Petry et ai., 2014). Esiin nousee kysymys siitä, onko Internet-pelihäiriöillä ja näillä häiriöillä ominaisuuksia häiriön kehittämisessä ja ylläpitämisessä (esim. Ilmastointi- ja huomioprosessit).
Huomiopoikaali on vankka havainto aineiden käytön häiriöistä (Cox, Fadardi ja Pothos, 2006; Robbins & Ehrman, 2004); se ilmenee lisääntyneenä huomiona ärsykkeisiin, jotka liittyvät kuhunkin riippuvuuteen (Cox et ai., 2006). Uhkapelien häiriöiden osalta tällainen puolueellisuus osoitettiin neljässä tutkimuksessa (Boyer & Dickerson, 2003; McCusker, Gettings ja Irlanti, 1997; Molde et ai., 2010; Vizcaino et ai., 2013), kun taas yhdessä tutkimuksessa ei löytynyt todisteita siitä (Atkins & Sharpe, 2006).
Nykyisten huolenaiheiden teorian mukaan motivoiva tila tai nykyinen huolenpito on tavoitteen saavuttamista koskevan päätöksen ja tavoitteen saavuttamisen tai luopumisen välillä (Cox et ai., 2006). Aineen käyttöhäiriöiden tavoitteena on käyttää ainetta. Siihen liittyvät ärsykkeet ovat heille vahva motivoiva arvo. Siksi niistä tulee huomion keskipiste ja kehittyy huomioharhaisuus näihin ärsykkeisiin. Ajan myötä siitä voi tulla implisiittistä ja automaattista. Nykyisen huolenaiheen aikana ilmastointiprosessit voivat kehittyä. Klassisen ehdollistamisen mukaan neutraali ärsyke (esim. Vaaleampi) pariksi toistuvasti ehdottoman ärsykkeen (esim. Nikotiinin) kanssa, ja siitä tulee ehdollinen ärsyke (CS), joka aiheuttaa kiihottumista ja himoa (Field & Cox, 2008). Koska CS ennustaa huumeen, se on houkuttelevampi kuin muut ärsykkeet ja henkilö siirtää huomionsa siihen. Huomiota omaavilla puolilla on rooli riippuvuuksien ylläpitämisessä. Jos aineen käyttöhäiriöitä havaitsevat huumeisiin liittyvät ärsykkeet useammin, he kokevat halua (Field, Munafò ja Franken, 2009), mikä puolestaan voi johtaa uusiutuvaan kulutukseen ja saattaa vaikeuttaa pysymistä (Cox, Hogan, Kristian ja kilpailu, 2002). Alkoholiin liittyvät huomioharhat ennustivat tulevaisuuden alkoholinkulutuksen määrää (Janssen, Larsen, Vollebergh ja Wiers, 2015), ja huomionmuutosharjoitteluharjoittelu paransi pidätystä (Schoenmakers et ai., 2010).
Kaksi yleisesti käytettyä huomion painotuksen mittaa ovat riippuvuus Stroop ja visuaalinen koetin (Field & Cox, 2008). Riippuvuus Stroopissa riippuvuuteen liittyvä tai neutraali sana esitetään yhtenä useista väreistä (Field & Cox, 2008). Osallistujia kehotetaan ilmoittamaan väri, ja reaktioajat mitataan. Huomiopoikkeama ilmenee hitaammin reaktio riippuvuuteen liittyviin sanoihin. Taustalla on, että houkuttelevien sanojen semanttisen sisällön automaattinen käsittely häiritsee sanan värin nimeämistä (Cox et ai., 2006). Jotta sille tyypille voidaan osoittaa mahdolliset reaktioaikojen erot, on tärkeää, että riippuvuuteen liittyvät ja neutraalit sanat eivät eroa perusominaisuuksista, kuten kirjainten lukumäärä, tavu ja kielen taajuus. ja koska riippuvuussanat ovat yhdestä luokasta, niin pitäisikö neutraalien sanojen olla (Cox et ai., 2006). Visuaalisessa koettimessa riippuvuuteen liittyvä ja neutraali kuva esitetään vierekkäin (Field & Cox, 2008). Yksi kuvista korvataan sitten kohteella, ja osallistujia kehotetaan ilmoittamaan sen sijainti. Jälleen mitataan reaktioajat. Yleensä ihmiset reagoivat nopeammin ärsykkeeseen, kun se esiintyy osallistuvalla alueella (Posner, Snyder ja Davidson, 1980). Jos aineen käyttöhäiriöitä aiheuttavat ihmiset reagoivat nopeammin kohteisiin, joissa korvataan riippuvuuteen liittyviä kuvia kuin neutraaleihin, voidaan päätellä, että he osallistuivat enemmän riippuvuuteen liittyviin kuviin (Field & Cox, 2008). Tällöin huomion painotus ilmenee nopeampi reaktioajat riippuvuuteen liittyvään materiaaliin.
Liiallisissa Internet-pelaajissa huomion vääristymät on tutkittu vain peleihin suoraan liittyvän materiaalin suhteen. Tulokset olivat heterogeenisiä. Yksi riippuvuus Stroopin tehtävä (Metcalf & Pammer, 2011) ja yksi piste-anturi (Lorenz et ai., 2013) havaitsi huomiopoikkeaman kohti MMORPG-ärsykkeitä, yksi riippuvuus Stroop ja yksi visuaalinen koetin eivät onnistuneet tekemään niin (Van Holst et ai., 2012). Tavoitteenamme oli laajentaa näitä havaintoja ja tutkia kysymystä siitä, osoittavatko liialliset pelaajat painopisteen painotusta paitsi MMORPG-ärsykkeisiin, myös tietokoneen ärsykkeisiin yleensä. Tietokoneet muodostetaan säännöllisesti pariksi pelikokemuksen kanssa ja mallin mukaan (Field & Cox, 2008) tulisi itsestään tulla CS: ksi ja aiheuttaa huomioharhaa. Jos näin on, tällä olisi erittäin merkitystä liiallisen Internet-pelaamisen ylläpidossa ja hoidossa.
Siksi testasimme seuraavia hypoteeseja:
Liialliset pelaajat osoittaisivat huomioharhaisuuden siten, että reagoivat hitaammin tietokoneisiin liittyviin sanoihin verrattuna neutraalien sanoihin riippuvuus Stroopissa.
Liialliset pelaajat osoittaisivat huomiovääristymän siten, että ne reagoivat nopeammin tietokoneisiin liittyvän ärsykkeen asennossa esitettyihin kohteisiin verrattuna kohteisiin, jotka esitetään neutraalin kuvan sijainnissa visuaalisessa koettimessa.
Menetelmät
osallistujat
Otoskoko laskettiin a priori G * Power -sovelluksella (versio 3.1.9.2, Kiel, Saksa). Kun α = 0.05, f = 0.25 ja teho 0.80, tuloksena oli 34 osallistujan kokonaiskoko. Opiskelijoita rekrytoitiin Goettingenin yliopiston ilmoitustauluilla ja online-foorumeilla. Heidät seulottiin tietokonepelien käytön perusteella. Pelanneet opiskelijat Vau heille annettiin linkki verkkopohjaiseen kyselylomakkeeseen (SurveyMonkey, Portland, USA) ja he täyttivät saksankielisen version Pakonomainen Internet-käyttöasteikko WoW: lle (CIUS-WoW) (Barke, Nyenhuis, Voigts, Gehrke ja Kröner-Herwig, 2013) kotona. CIUS-Vau mittaa liiallisia Vau käyttö 14-esineiden kanssa ja sillä on hyvä sisäinen johdonmukaisuus (Cronbachin α = .86) (Barke et ai., 2013). Tuotteet on luokiteltu viiden pisteen asteikolla 0: lta (ei koskaan) ja 4 (hyvin usein), korkeammat pisteet osoittavat suuremman käytön. Jos Vau pelaajilla oli keskimääräinen CIUS-Vau pisteet vähintään 25 (korkein 25% kaikista seulotuista Vau pelaajat), heidät luokiteltiin liiallisiksi pelaajiksi ja kutsuttiin osallistumaan. Opiskelijat, jotka eivät pelanneet mitään tietokonepelejä, kutsuttiin suoraan osallistumaan. Osallistujia oli 21 ja 30-pelaajia. Pelaajilla oli keskimääräinen CIUS-Vau pistemäärä 29.0 ± 3.5. Keskimäärin he pelasivat Vau 15.4 ± 11.3 tuntia viikossa. Kaksi pelaajaa ja yksi ei-pelaaja jätettiin riippuvuus Stroopin ulkopuolelle, koska he eivät kyenneet tunnistamaan numeroita Ishihara-testin koelevyillä (Ishihara Farbtafel, 2009) osoitti ongelmia värinäköalalla. Yhden pelaajan reaktioaikoja ei voitu analysoida, koska tietokone ei onnistunut tallentamaan lokitiedostoaan.
Menettely ja toimenpiteet
Osallistujat suorittivat kuusi Ishihara-testin testilevyä (Ishihara Farbtafel, 2009). Testauslevyillä on pisteitä vihreässä ja punaisessa sävyssä, jotka muodostavat numerot. Ihmisillä, joilla on normaali värinäköisyys, pitäisi voida tunnistaa numerot oikein. Värinäön testaaminen oli välttämätöntä, koska osallistujia vaadittiin ilmoittamaan värit riippuvuus Stroopissa. He vastasivat väestötietoja ja tietokoneen käyttöä koskeviin kysymyksiin. He osallistuivat Stroopin riippuvuus- ja visuaalisen anturin tehtäviin. Tehtävien järjestys oli tasapainossa osallistujien välillä sekvenssiefektien välttämiseksi. Osallistujat testattiin yksilöllisesti pimennetyssä laboratoriossa. He suorittivat tehtävät tavallisella 17-tuumaisella tietokonemonitorilla ja käyttivät tavallista näppäimistöä, leukatukea varmistaakseen 62 cm: n vakion etäisyyden näytöstä ja korvakuulokkeet ympäröivän äänen estämiseksi. Kokeellisten tehtävien jälkeen osallistujat arvioivat tehtävissä käytettyjen sanojen ja kuvien valenssin ja perehtyneisyyden kahdella 9-pisteasteikolla, vaihtelevat 1: sta. (erittäin epämiellyttävä) ja 9 (erittäin miellyttävä) ja 1 (hyvin tuntematon) ja 9 (erittäin tuttu). Kaikki osallistujat saivat 10 euroa osallistumisestaan.
Käyttäytymistehtävät
Molemmat tehtävät ohjelmoitiin Presentation-ohjelmalla (versio 14.8, Neurobehavioral Systems, Berkeley, USA). Reaktioajat, painetut näppäimet ja menetetyt kohteet tallennettiin lokitiedostoiksi ja tuotiin sitten tilastollisiin ohjelmistoihin jatkokäsittelyä varten.
Addiction Stroop
Osallistujat näkivät luokkatoimistoon kuuluvat 20-puolueettomat sanat (esim. Puhelin) ja tietokoneisiin liittyvät 20-sanat (esim. Näppäimistö). Neutraalilla ja tietokoneella liittyvillä sanoilla oli samat saksan kielet (Institut für Deutsche Sprache, 2009) ja sama määrä kirjaimia ja tavuja. Jokainen sana esitettiin kerran punaisena, keltaisena, vihreänä ja sinisenä, mikä johti 160 ärsykkeeseen kullekin lohkolle. Kahden lohkon välillä osallistujilla oli viiden minuutin tauko. Jokainen koe kesti 1000 ms, jolloin koehenkilöt näkivät yhden sanan näytön keskellä harmaata taustaa vasten. Jokainen sana esitettiin, kunnes näppäintä painettiin. Kun näppäintä oli painettu, valkoinen kiinnitysristi ilmestyi jäljelle koko kokeilun ajan. 1000 ms: n kuluttua seuraava sana ilmestyi automaattisesti. Sanojen ja värien järjestys satunnaistettiin. Avaimissa 'a', 's', 'k' ja 'l' oli tarroja, joissa oli neljä väriä. Osallistujat asettivat neljä sormea näppäimistölle ja heitä kehotettiin painamaan vastaavaa näppäintä mahdollisimman nopeasti. Ennen kokeellisia lohkoja he tutustuivat tehtävään harjoittelun aikana, jossa oli 10 eläinsanaa (kerran kussakin värissä, eli 40 ärsykettä).
Visuaalinen anturi
Osallistujat katselivat 10 neutraalia (esim. Radio) ja 10 tietokoneeseen liittyvää (esim. Näyttö) mustavalkoista kuvaa (300 × 300 pikseliä). Fourier-analyysin avulla varmistettiin, että kuvaluokat eivät eronneet matalan tason ominaisuuksista, kuten kontrastista ja yksityiskohdista. Valkoinen kiinnitysristi oli näkyvissä harmaan näytön keskellä koko kokeen ajan, ja osallistujia kehotettiin kiinnittymään koko ajan. Jokaisessa kokeessa osallistujat katselivat yhtä tietokoneeseen liittyvää ja yhtä neutraalia kuvaa vierekkäin 150 tai 450 ms: n ajan [lyhyt tai pitkä ärsykkeen alkamisen asynkronia (SOA)] (katso kuva 1). Lyhyillä SOA-arvoilla voidaan mitata alustavaa siirtymistä merkitykselliseen ärsykkeeseen, kun taas pitkillä SOA-arvioilla arvioidaan vaikeuksia siitä irtaantumiselta (Cox et ai., 2006). Kuvat korvattiin 50 ms: n ajan tyhjällä näytöllä, ja sitten yhden kuvan tilalle ilmestyi kohde (keltainen neliö) 200 ms: n ajan. Osallistujia kehotettiin ilmoittamaan kohdepaikka mahdollisimman nopeasti näppäimellä "alt" (vasen kohde) ja näppäimellä "alt gr" (oikea kohde). Sen jälkeen tyhjä ruutu ilmestyi 1000 tai 2000 ms (kokeiden väli). Lyhyellä SOA: lla tehdyissä kokeissa tyhjä ruutu esitettiin jälkikäteen 300 ms ajan niin, että jokainen koe kesti 1700 tai 2700 ms. Osallistujat tutustuivat tehtävään kuudessa eläinkuvalla tehdyssä kokeessa ja suorittivat 200 koekoketta (100 lyhyttä ja 100 pitkää SOA: ta). SOA, ärsykkeiden välisen keston kesto sekä kuvien ja kohteiden sijainti satunnaistettiin.
Kuva 1. Yhden kokeen järjestys visuaalisessa koettimessa. Tietokoneeseen liittyvä kuva ja neutraali kuva ilmestyivät 150 tai 450 ms ajan (lyhyt tai pitkä ärsykkeen alkamisasynkronia), jota seurasi tyhjä näyttö 50 ms, keltainen neliö (tässä kuvattu valkoisella) oikealla tai vasemmalla puolella 200 minuuttia ms, ja tyhjä ruutu 1000 tai 2000 ms (kokeiden väli). Lyhyellä ärsykkeellä alkaneessa asynkronisuudessa suoritetuissa kokeissa tyhjä ruutu esitettiin jälkikäteen 300 ms ajan niin, että jokainen koe kesti 1700 tai 2700 ms
Tilastollinen analyysi
Tilastollisiin laskelmiin käytettiin Statisticaa (versio 10, StatSoft, Tulsa, USA) ja SPSS (versio 22, IBM, Armonk, USA). itsenäinen t-testit suoritettiin ikä- ja yksityisen tietokoneen käytön vertaamiseksi ja a χ2 analyysi sukupuolten jakauman vertaamiseksi ryhmien välillä. Reaktioajat, virheiden määrä ja vastaamattomien vastausten määrä riippuvuus Stroopissa sekä ärsykkeiden valenssi ja tuntemus analysoitiin käyttämällä 2 × 2 sekoitettua varianssianalyysiä (ANOVA) -aiheiden tekijäryhmä (pelaajat / muut pelaajat) ja aiheiden sisällä tekijä sana / kuvatyyppi (tietokoneeseen liittyvä / neutraali). Visuaalisen koettimen reaktioajat ja virheiden lukumäärä analysoitiin käyttämällä 2 × 2 × 2 sekoitettua ANOVA: ta koehenkilöiden välisen tekijäryhmän (pelaajat / muut pelaajat) ja kohteiden sisäisten tekijöiden SOA: n kanssa (150 ms / 450 ms) ja kuvatyyppi (tietokoneeseen liittyvä / neutraali). Reaktioaikojen analyyseihin sisällytettiin vain oikeat vastaukset. Addiction Stroopissa alle 200 ms: n vasteajat jätettiin pois analyysistä, koska niiden katsottiin johtuvan hitaista reaktioista edelliseen sanaan (Whelan, 2008). LSD-post-hoc-testit laskettiin kaikille ANOVA: n merkittäville vaikutuksille. Merkitysarvoksi asetettiin p <.05 ja Cohenin d ja ŋ2 ilmoitetaan vaikutuskokojen mittaina.
Opinnot suoritettiin Helsingin julistuksen mukaisesti. Georg-Augustin yliopiston Goettingenin instituutioarviointilautakunta hyväksyi tutkimuksen, koska tekijät ovat työskennelleet siellä aiemmin ja kokeet on tehty siellä. Kaikille koehenkilöille ilmoitettiin tutkimuksesta ja he antoivat tietoisen suostumuksen.
tulokset
Väestötiedot
Ryhmät eivät erottuneet merkittävästi sukupuolesta, χ2(1) = 1.85, p > .10 tai ikä, t(45) = –1.55, p > .10, mutta liialliset pelaajat käyttivät enemmän aikaa tietokoneensa käyttämiseen virkistystarkoituksiin kuin muut pelaajat, t(45) = 4.51, p <.001, d = 1.19. Katso taulukko 1 lisätietoja.
|
Taulukko 1. Kuvailevat tilastot liiallisista Internet-pelaajista ja muista pelaajista
| Liiallinen Internet-pelaajat (n = 21) | Non-pelaajat (n = 30) | |
|---|---|---|
| Sukupuoli Mies) | 81.0 | 63.3 |
| Ikä (vuotta) | 22.9 ± 2.1 | 24.5 ± 3.2 |
| Yksityisen tietokoneen käyttö päivässä (h) | 4.7 ± 2.9 | 2.0 ± 1.4 |
2 × 2 ANOVA ei osoittanut päävaikutusta ryhmälle, F(1,46) = 0.92, p = .34 tai sanatyyppi, F(1,46) = 0.03, p = .86, mutta se osoitti vuorovaikutusta ryhmälle × sanatyyppi, F(1,46) = 12.13, p = .001, η2 = .01. LSD-post-hoc -testit paljastivat, että pelaajat reagoivat hitaammin tietokoneisiin liittyviin sanoihin (583.2 ± 42.2) kuin neutraaleihin sanoihin (573.7 ± 41.2) ja että muut pelaajat reagoivat hitaammin neutraaleihin sanoihin (597.5 ± 57.9) kuin tietokoneeseen liittyvät sanat (587.0 ± 50.3). Katso kuva 2 lisätietoja.
Kuva 2. Keskimääräiset reaktioajat (± SE) neutraaleille ja tietokoneisiin liittyville sanoille riippuvuus Stroopissa. Suluissa ilmoitetaan merkittävät post-hoc-testit, *p <.05, **p <.01
Osallistujat painasivat väärää näppäintä 10.2% kaikista kokeista ja menettivät sanan 6.2% kaikista kokeista. Osallistujien virheet analysoitiin 2 × 2 sekoitetulla suunnittelulla ANOVA. Se ei antanut ryhmälle päävaikutusta, F(1,46) = 0.012, p = .92, sanatyyppi, F(1,46) = 0.003, p = .96 tai vuorovaikutusryhmä × sanatyyppi F(1,46) = 0.68, p = .41 2 × 2 ANOVA: lle. Vastaamattomien sanojen analyysi 2 × 2 ANOVA: lla ei tuottanut päävaikutusta ryhmälle, F(1,46) = 3.01, p = .09, sanatyyppi, F(1,46) = 0.25, p = .62 tai vuorovaikutusryhmä × sanatyyppi, F(1,46) = 0.25, p = .62.
Visuaalinen anturi
2 × 2 × 2 ANOVA osoitti ryhmän päätehosteen, F(1,49) = 4.59, p = .037, ŋ2 = .06 (pelaajat reagoivat kokonaisuutena nopeammin kuin muut pelaajat) ja päävaikutus SOA: lle, F(1,49) = 51.34, p <.001, ŋ2 = .10 (osallistujat reagoivat nopeammin pitkien SOA: n jälkeen kuin lyhyiden SOA: n jälkeen), mutta se ei osoittanut päävaikutusta kuvatyypille, F(1,49) = 1.22, p = .28. SOA × -ryhmässä ei ollut yhteisvaikutuksia, F(1,49) = 0.51, p = .48, kuvatyyppi × ryhmä, F(1,49) = 0.40, p = .84, SOA × kuvatyyppi, F(1,49) = 3.11, p = .08 tai SOA × kuvatyyppi × ryhmä, F(1,49) = 1.32, p = .26. Katso taulukko 2 ja Kuvio 3 lisätietoja.
Kuva 3. Keskimääräiset reaktioajat (± SE) neutraalille ja tietokoneeseen liittyvälle kuvalle, jolla on lyhyt ja pitkä ärsykkeen alkamisasynkronia (SOA) visuaalisessa mittapäässä
|
Taulukko 2. Reaktioajat (ms) neutraalien ja tietokoneisiin liittyvien sanojen kanssa visuaalisessa koettimessa lyhyillä ja pitkillä ärsykkeen alkavilla asynkronioilla
| Lyhyt ärsykkeen alkava asynkronia | Pitkä ärsykkeen alkava asynkronia | ||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Neutraali | Tietokoneisiin liittyvät | Neutraali | Tietokoneisiin liittyvät | ||||||
| Ryhmä | n | M | SD | M | SD | M | SD | M | SD |
| Liiallinen Internet-pelaajat | 30 | 331.2 | 31.9 | 336.1 | 31.8 | 319.5 | 30.2 | 317.9 | 25.9 |
| Non-pelaajat | 21 | 353.4 | 42.4 | 355.2 | 43.2 | 341.8 | 39.1 | 342.3 | 40.9 |
Osallistujat painasivat väärää näppäintä 1.8% kokeista. Osallistujien virheet analysoitiin uudelleen 2 × 2 × 2 sekoitetulla suunnittelulla ANOVA. Tämä analyysi ei osoittanut päävaikutusta ryhmälle, F(1,49) = 1.15, p = .29, kuvatyyppi, F(1,49) = 2.56, p = .12 tai SOA, F(1,49) = 0.05, p = .83, mutta siinä näytettiin vuorovaikutusryhmä × kuvatyyppi, F(1,49) = 4.79, p = .033, ŋ2 = .01. LSD-post-hoc-testit paljastivat, että pelaajat tekivät enemmän virheitä tietokoneisiin liittyvissä kuvissa (4.7 ± 3.7) kuin neutraaleissa kuvissa (3.4 ± 2.5). Muut kuin pelaajat eivät eronneet neutraalien kuvien (3.4 ± 2.7) ja tietokoneisiin liittyvien kuvien (3.2 ± 2.3) virheiden lukumäärässä. Ryhmä × SOA: lla ei ollut yhteisvaikutuksia, F(1,49) = 2.20, p = .14, kuvatyyppi × SOA, F(1,49) = 0.002, p = .96 tai ryhmä × kuvatyyppi × SOA, F(1,49) = 0.65, p = .42. Osallistujat eivät menettäneet yhtään kohdetta.
Valenssi ja perehtyneisyys
Sanat
Valenssin suhteen 2 × 2 ANOVA osoitti päävaikutusta sanatyyppiin, F(1,46) = 11.60, p = .001, ŋ2 = .07 ja vuorovaikutusryhmä × sanatyyppi, F(1,46) = 30.81, p <.001, ŋ2 = .19. LSD: n post-hoc -testit paljastivat, että pelaajat arvioivat tietokoneisiin liittyvät sanat (6.4 ± 1.3) positiivisemmiksi kuin neutraalit sanat (5.2 ± 0.7). Ei-pelaajien valenssiarvot eivät eronneet neutraaleilla (5.6 ± 0.8) ja tietokoneisiin liittyvillä sanoilla (5.3 ± 0.9). Ryhmälle ei ollut päävaikutusta, F(1,46) = 1.52, p = .22. Katso kuva 4a lisätietoja.
Kuva 4. Neutraalien ja tietokoneisiin liittyvien sanojen (vasen) ja kuvien (oikealla) keskimääräinen valenssi ja tuntemus (± SE) riippuvuus Stroopissa ja visuaalisessa koetimessa. Suluissa ilmoitetaan merkittävät post-hoc-testit, *p <.05, **p <.01 ***p <.001
Tunnettavuuden suhteen 2 × 2 ANOVA osoitti tärkeintä vaikutusta ryhmälle, F(1,46) = 4.38, p = .04, ŋ2 = .05 ja ryhmä × sanatyyppinen vuorovaikutus, F(1,46) = 13.79, p = .001, ŋ2 = .09. LSD: n post-hoc -testit paljastivat, että pelaajat tunsivat paremmin tietokoneisiin liittyvät sanat (7.9 ± 0.9) kuin neutraalit sanat (7.1 ± 1.3); päinvastoin oli totta muille kuin pelaajille (neutraalit sanat: 7.1 ± 1.3; tietokoneeseen liittyvät sanat: 6.6 ± 1.4). Sanatyypillä ei ollut päävaikutusta, F(1,46) = 0.89, p = .35. Katso kuva 4c lisätietoja.
kuvat
Valenssin suhteen ryhmällä ei ollut päävaikutuksia, F(1,49) = 1.79, p = .19 tai kuvatyyppi, F(1,49) = 2.59, p = .11 2 × 2 ANOVA: lle, mutta vuorovaikutus löydettiin, F(1,49) = 23.43, p <.001, ŋ2 = .07. LSD-testit osoittivat, että pelaajat arvioivat tietokoneisiin liittyvät kuvat (6.5 ± 1.5) positiivisemmiksi kuin neutraalit kuvat (5.8 ± 1.4) ja että muut pelaajat arvioivat neutraalit kuvat (5.9 ± 1.3) positiivisemmiksi kuin tietokone- liittyvät (5.5 ± 1.2). Katso kuva 4b lisätietoja.
Tunnettavuuden suhteen 2 × 2 ANOVA osoitti päätyyppiä kuvatyypille, F(1,49) = 12.65, p = .001, ŋ2 = .06 ja ryhmä × kuvatyyppinen vuorovaikutus, F(1,49) = 10.21, p = .002, ŋ2 = .05. LSD: n post-hoc -testit paljastivat, että pelaajat tunsivat paremmin tietokoneisiin liittyvät kuvat (7.3 + 1.1) kuin neutraalit kuvat (6.3 + 1.3). Muiden kuin pelaajien tuntemusarvot eivät eronneet neutraalien kuvien (6.2 + 1.0) ja tietokoneisiin liittyvien kuvien (6.3 + 1.3) välillä. Ryhmälle ei ollut päävaikutusta, F(1,49) = 2.85, p = .10. Katso kuva 4d lisätietoja.
Keskustelu ja päätelmät
Käytimme riippuvuus Stroopia ja visuaalista koetinta tutkiaksemme, osoittavatko liialliset Internet-pelaajat huomioharhaa tietokoneisiin liittyville ärsykkeille. Tukessaan ensimmäistä hypoteesiamme, pelaajat reagoivat hitaammin tietokoneisiin kuin neutraaleihin sanoihin riippuvuus Stroopissa. Niiden reaktioajat eivät kuitenkaan olleet eroja kohteiden välillä, jotka seurasivat tietokoneeseen liittyviä ja neutraaleja kuvia visuaalisessa koettimessa. Siksi toista hypoteesiamme ei tuettu.
Havainto, että liian suuret pelaajat osoittavat huomioharhaa väärinkäytössä Stroopissa, laajentaa Metcalfin ja Pammerin tuloksia (2011). Ei vain MMORPG-sanat, vaan myös tietokoneisiin yleensä liittyvät sanat, kuten monitori, kiinnitti liiallisten Internet-pelaajien huomion ja aiheutti häiriöitä käyttäytymistoimintaan. Tämä on sopusoinnussa mallin kanssa, jonka mukaan huomiovälitteisyys johtuu klassisesta ehdollistamisesta siten, että ärsykkeistä, jotka liittyvät pelikokemuksen kontekstiin eikä sisältöön, tulee CS. Lisäksi nykyisten huolenaiheiden teorian mukaan (Cox et ai., 2006), tietokoneilla on vahva motivaatioarvo ihmisille, jotka pyrkivät pelaamiseen. Tuloksistamme poiketen Van Holst et ai. (2012) ei löytänyt reaktioaikaeroa pelaamisen ja neutraalien sanojen välillä. Eriarvoisuuden mahdollinen selitys voisi olla se, että he tutkivat vähemmän homogeenista näytettä ja käyttivät enemmän heterogeenistä ärsykemateriaalia: osallistujat pelasivat erityyppisiä pelejä ja osallistujien katsomat sanat johtuivat näistä eri peleistä, jotta he eivät ehkä olleet yhtä tasavertaisia. merkitys kaikille pelaajille.
Samanlainen kuin Van Holst et ai. (2012) emme osoittaneet tarkkaavaisia ennakkoluuloja reaktioaikoissa visuaalisessa koettimessa, mutta havaitsimme, että vain liialliset Internet-pelaajat tekivät huomattavasti enemmän virheitä kohteiden kanssa tietokoneisiin liittyvien kuvien jälkeen verrattuna neutraaleihin kuviin. Tämä saattaa viitata siihen, että tietokoneisiin liittyvien kuvien näkeminen johti huoleen tietokonepeleistä, jotka häiritsivät kohteen oikeaa löytämistä. Koska osallistujat tekivät kuitenkin niin vähän virheitä, tulosta on tulkittava varoen. Toisin kuin tutkimuksessamme, Lorenz et ai. (2013) havaitsi huomioharhaa liian suuressa määrin Vau pelaajia kohti Vauliittyviä kuvia pisteanturissa. ymmärrettävästi VauLiittyvät kuvat kiinnittävät enemmän huomiota kuin tietokoneisiin liittyvät kuvat.
Arvostelu: Dye, Green ja Bavelier (2009) tuli siihen tulokseen, että toimintavideopelien pelaaminen parantaa reaktioaikoja. Tämä saattaa olla syy siihen, miksi pelaajat olivat kaiken kaikkiaan nopeampia kuin visuaalisen anturin pelaajat. Pelaajat eivät kuitenkaan olleet nopeampia riippuvuus Stroopissa. Mahdollisesti reagointi yhdessä tai toisessa paikassa olevaan kohteeseen on samankaltainen heidän säännöllisen pelikokemuksensa kanssa kuin sanan värin osoittaminen. Lisäksi tehtävien taustalla olevat mekanismit eroavat toisistaan: Stroop-riippuvuusprosessissa prosessoidaan tietokoneeseen liittyvän sanan semanttista merkitystä häiritsee nimeämällä sanan väri, kun taas visuaalisessa mittapäässä kohdistetaan huomio tietokoneeseen liittyvään kuvaan Helpottaa havaitaan kohde seuraa sitä.
Liialliset Internet-pelaajat, mutta ei muut kuin pelaajat, arvioivat tietokoneisiin liittyviä sanoja ja kuvia positiivisemmiksi kuin neutraaleiksi ja tunsivat ne paremmin, osoittaen odotettavissa olevan kuvion ja tukemalla ärsykkeen valintaa.
Koska kokeiden tulokset ovat ristiriitaisia, tarvitaan lisätutkimuksia liiallisten Internet-pelaajien huomiopoikkeamien selvittämiseksi. Kallistamme siihen johtopäätökseen, että pelaajat osoittavat huomioharhaa, mikä on aineiden käyttöhäiriöitä tekevien ihmisten kanssa tehtyjen tutkimusten tulosten mukainen (Cox et ai., 2006; Robbins & Ehrman, 2004) ja uhkapelien häiriöt (Boyer & Dickerson, 2003; McCusker et ai., 1997; Molde et ai., 2010; Vizcaino et ai., 2013), samoin kuin riippuvuus Stroop. Yksi syy vaikutuksen puuttumiseen visuaalisessa koettimessa saattaa olla, että tehtävä oli pelaajien kannalta liian helppo havaita ennakkoluuloja. Tutkimuksessamme olevien liiallisten pelaajien reaktioaika oli keskimäärin 326 ms kaikkiin kohteisiin. Tähän verrattuna aineen käyttöhäiriön omaavien henkilöiden reaktioajat ovat 361-643 ms (Bradley, Field, Mogg ja De Houwer, 2004; Bradley, Mogg, Wright ja Field, 2003; Ehrman et ai., 2002; Field & Cox, 2008; Field, Eastwood, Bradley ja Mogg, 2006; Field, Mogg ja Bradley, 2004; Field, Mogg, Zetteler ja Bradley, 2004; Lubman, Peters, Mogg, Bradley ja Deakin, 2000; Mogg, Bradley, Field ja De Houwer, 2003). On mahdollista, että vaikka pelaajat kiinnittäisivät enemmän huomiota tietokoneisiin liittyviin ärsykkeisiin, tämä ei ehkä ole edes auttanut havaitsemaan näitä ärsykkeitä seuraavia kohteita, koska kenties reaktio kohteisiin oli niin helppoa, että helpottaminen ei voinut parantaa reaktioaikaa entisestään. Silmänseurantaa voitaisiin käyttää selvittämään, kiinnittävätkö liialliset Internet-pelaajat huomionsa tietokoneisiin liittyviin kuviin. Marks et ai. (2014) yhdisti visuaalisen koettimen silmien seurantaan tutkiessaan kokaiiniriippuvaisia ihmisiä. Kirjoittajat eivät löytäneet eroa reaktioajoissa, mutta silmän seuranta osoitti, että kokaiinista riippuvaiset ihmiset kiinnittyivät kauemmin riippuvuuteen liittyviin kuviin kuin neutraaliin.
Tutkimuksemme tuloksia tulisi tulkita sen rajoitusten valossa: Otos koostui yliopiston opiskelijoista, mikä rajoitti yleistettävyyttä. Mahdollisesti visuaalinen koetin oli osallistujille liian helppo, ja siksi tulevissa tutkimuksissa tulisi käyttää haastavampaa paradigmaa. Tämän tutkimuksen menetelmällisistä vahvuuksista on laskettava, että Cox ym. (2006) vaatimukset kelvolliselle riippuvuus Stroopille täyttyivät ja yleensä tietokonepohjaisten ja neutraalien ärsykkeiden välisiä matalan tason eroja vältettiin, mikä saattaa vaikuttaa reaktioaikoihin.
Johtopäätöksenä voidaan todeta, että riippuvuus Stroop, mutta ei visuaalinen koetin, tarjosi todisteita huomion painottamisesta liiallisissa Internet-pelaajissa. Jatkotutkimuksissa tulisi seurata tätä ottamalla huomioon suorat huomion painotuksen mitat, kuten silmien seuranta.
NN ja AB suunnittelivat tutkimuksen. FJ osallistui suunnitteluun. FJ ja AB suorittivat tilastolliset analyysit. FJ kirjoitti ensimmäisen käsikirjoitusluonnoksen, ja kaikki kirjoittajat osallistuivat lopulliseen käsikirjoitukseen ja hyväksyivät sen. Kaikilla kirjoittajilla oli täysi pääsy kaikkiin tutkimuksen tietoihin ja he ottivat vastuun tietojen eheydestä ja datan analyysin oikeellisuudesta.
Tekijät eivät ilmoita eturistiriitoja.
Kiitämme Julia Meisteriä ja Lisa-Maria Benedicktia arvokkaasta avusta tiedonkeruussa.
Viitteet
| Achab, S., Nicolier, M., Mauny, F., Monnin, J., Trojak, B., Vandel, P., Sechter, D., Gorwood, P. ja Haffen, E. (2011). Massiiviset moninpelit, online-roolipelit: Verrataan riippuvaisia ja ei-riippuvaisia verkossa rekrytoituja pelaajia ranskalaisessa aikuisväestössä. BMC Psychiatry, 11 (1), 144. doi: 10.1186 / 1471-244X-11-144 CrossRef, Medline | |
| American Psychiatric Association. (2013). Psyykkisten häiriöiden diagnostinen ja tilastollinen käsikirja: DSM-5TM (5th ed.). Arlington, VA: American Psychiatric Publishing. CrossRef | |
| Atkins, G., & Sharpe, L. (2006). Kognitiiviset puolueet ongelmapelaamisessa. Gambling Research: Journal of the National Association for Gambling Studies, 15 (2), 35–43. | |
| Barke, A., Nyenhuis, N., Voigts, T., Gehrke, H., & Kröner-Herwig, B. (2013). Pakollinen Internetin käyttöasteikko (CIUS), joka on sovitettu arvioimaan liian monen pelaajan pelaamista. Journal of Addiction Research & Therapy, 4 (5), 164–170. doi: 10.4172 / 2155-6105.1000164 | |
| Barnett, J., & Coulson, M. (2010). Lähes todellinen: Psykologinen näkökulma massiivisesti moninpeliverkkoihin. Katsaus yleiseen psykologiaan, 14 (2), 167–179. doi: 10.1037 / a0019442 CrossRef | |
| Batthyány, D., Müller, K. W., Benker, F., & Wölfling, K. (2009). Tietokonepelien pelaaminen: Nuorten riippuvuuden ja väärinkäytön kliiniset ominaisuudet. Wiener klinische Wochenschrift, 121, 502–509. doi: 10.1007 / s00508-009-1198-3 CrossRef, Medline | |
| Beutel, M.E., Hoch, C., Wölfling, K., & Müller, K.W. (2011). Klinische Merkmale der Computerspiel- und Internetsucht am Beispiel der Inanspruchnehmer einer Spielsuchtambulanz. Zeitschrift für Psychosomatische Medizin und Psychotherapie, 57 (1), 77–90. CrossRef, Medline | |
| Blizzard-viihde. (2014). World of Warcraft® ylittää 10 miljoonan tilaajan kuten Warlords of DraenorTM lanseeraus alkaa. Haettu osoitteesta http://blizzard.gamespress.com/world-of-warcraft-surpasses-10-million-subscribers-as-warlords-of-drae, arkistoitu osioon http://www.webcitation.org/6Z8WXvpVf | |
| Boyer, M. ja Dickerson, M. (2003). Tarkkaavaisuus ja riippuvuutta aiheuttava käyttäytyminen: Automaattisuus uhkapelikohtaisessa muokatussa Stroop-tehtävässä. Riippuvuus, 98, 61–70. CrossRef, Medline | |
| Bradley, B., Field, M., Mogg, K., & De Houwer, J. (2004). Huomio- ja arviointipoikkeamat tupakointivihjeille nikotiiniriippuvuudessa: Visuaalisen suuntautumisen komponenttiprosessit. Käyttäytymisfarmakologia, 15, 29–36. doi: 10.1097 / 00008877-200402000-00004 CrossRef, Medline | |
| Bradley, B., Mogg, K., Wright, T., & Field, M. (2003). Huomio huumeiden riippuvuudesta: tupakoitsijoiden savukkeisiin liittyvien vihjeiden valppaus. Addiktiokäyttäytymisen psykologia, 17 (1), 66–72. doi: 10.1037 / 0893-164X.17.1.66 CrossRef, Medline | |
| Chen, S.-Y. ja Tzeng, J.-Y. (2010). Korkeakouluopiskelijoiden raskaiden Internet-käyttäjien profiilit käytännöistä, heidän akateemisista arvosanistaan ja psykososiaalisesta sopeutumisestaan. Kyberpsykologia, käyttäytyminen ja sosiaalinen verkostoituminen, 13 (3), 257–262. CrossRef, Medline | |
| Chiu, S.-I., Lee, J.-Z. & Huang, D.-H. (2004). Videopeliriippuvuus lapsilla ja nuorilla Taiwanissa. Kyberpsykologia ja käyttäytyminen, 7 (5), 571–581. CrossRef, Medline | |
| Cole, H. ja Griffiths, M. D. (2007). Sosiaalinen vuorovaikutus massiivisesti moninpelien online-roolipeleissä. CyberPsychology & Behavior, 10 (4), 575–583. doi: 10.1089 / sp.2007.9988 CrossRef, Medline | |
| Cox, W. M., Fadardi, J. S. ja Pothos, E. M. (2006). Addiction-Stroop -testi: Teoreettiset näkökohdat ja menettelytapasuositukset. Psykologinen tiedote, 132 (3), 443–476. doi: 10.1037 / 0033-2909.132.3.443 CrossRef, Medline | |
| Cox, W. M., Hogan, L. M., Kristian, M. R., & Race, J. H. (2002). Alkoholin tarkkaavaisuus ennakoivana alkoholin väärinkäyttäjien hoitotuloksena. Huumeiden ja alkoholin riippuvuus, 68, 237–243. doi: 10.1016 / S0376-8716 (02) 00219-3 CrossRef, Medline | |
| Dye, M. W. G., Green, C. S., & Bavelier, D. (2009). Nopeampi käsittelyn nopeus toimintavideopeleillä. Nykyiset ohjeet psykologiassa, 18 (6), 321-326. doi: 10.1111 / j.1467-8721.2009.01660.x CrossRef, Medline | |
| Ehrman, R. N., Robbins, S. J., Bromwell, M. A., Lankford, M. E., Monterosso, J. R. ja O'Brien, C. P. (2002). Verrataan tarkkaavaisuutta ennakkoluuloihin tupakointivihjeisiin nykyisillä tupakoitsijoilla, entisillä tupakoitsijoilla ja tupakoimattomilla pistetestaustehtävää käyttämällä. Huumeiden ja alkoholin riippuvuus, 67 (2), 185–191. doi: 10.1016 / S0376-8716 (02) 00065-0 CrossRef, Medline | |
| Field, M. ja Cox, W. M. (2008). Tarkkaavaisuus riippuvuutta aiheuttavissa käyttäytymisissä: Katsaus sen kehitykseen, syihin ja seurauksiin. Huumeiden ja alkoholin riippuvuus, 97 (1–2), 1–20. doi: 10.1016 / j.drugalcdep.2008.03.030 CrossRef, Medline | |
| Field, M., Eastwood, B., Bradley, B. P. ja Mogg, K. (2006). Kannabiksen selektiivinen käsittely tavallisilla kannabiksen käyttäjillä. Huumeiden ja alkoholin riippuvuus, 85, 75–82. doi: 10.1016 / j.drugalcdep.2006.03.018 CrossRef, Medline | |
| Field, M., Mogg, K. ja Bradley, B. P. (2004). Kannabiksen virkistyskäyttäjien kognitiivinen ennakkoluulot ja huumeiden halu. Huumeiden ja alkoholin riippuvuus, 74 (1), 105–111. doi: 10.1016 / j.drugalcdep.2003.12.005 CrossRef, Medline | |
| Field, M., Mogg, K., Zetteler, J., & Bradley, B.P. (2004). Huomio ja ennakkoluulot alkoholimerkinnöille raskaissa ja kevyissä sosiaalisissa alkoholinkäyttäjissä: Alkuorientoinnin roolit ja huomion pitäminen. Psykofarmakologia, 176 (1), 88–93. doi: 10.1007 / s00213-004-1855-1 CrossRef, Medline | |
| Field, M., Munafò, M.R. & Franken, I.H.A. (2009). Metaanalyyttinen tutkimus tarkkaavaisuuden ja puolueellisen halun välisestä suhteesta päihteiden väärinkäytössä. Psykologinen tiedote, 135 (4), 589–607. doi: 10.1037 / a0015843 CrossRef, Medline | |
| Griffiths, M.D., Davies, M.N. ja Chappell, D. (2004). Demografiset tekijät ja muuttujien pelaaminen online-tietokonepelissä. Journal of Adolescence, 7 (1), 87–96. CrossRef | |
| Hellström, C., Nilsson, K. W., Leppert, J., & Slund, C. (2012). Pelimotiivien ja pelaamiseen kuluneen ajan vaikutus nuorten verkkopelien negatiivisiin seurauksiin. Tietokoneet ihmisen käyttäytymisessä, 28, 1379–1387. doi: 10.1016 / j.chb.2012.02.023 CrossRef | |
| Institut für Deutsche Sprache. (2009). DeReWo Korpusbasierte Wortformenliste. Haettu osoitteesta http://www1.ids-mannheim.de/kl/projekte/methoden/derewo.html, Arkistoitu http://www.webcitation.org/6ZLwqqE8l | |
| Ishihara Farbtafel. (2009). Haettu osoitteesta http://www.docstoc.com/docs/5184693/color-blindness-test, Arkistoitu http://www.webcitation.org/6Z8WkPjqt | |
| Janssen, T., Larsen, H., Vollebergh, W.A.M. & Wiers, R.W. (2015). Pitkittäissuhteet kognitiivisen ennakkoluulon ja murrosiän alkoholinkäytön välillä. Koukuttava käyttäytyminen, 44, 51–57. doi: 10.1016 / j.addbeh.2014.11.018 CrossRef, Medline | |
| Jeong, E.J. & Kim, D.H. (2011). Sosiaalinen toiminta, itsetehokkuus, peliasennukset ja peliriippuvuus. Kyberpsykologia, käyttäytyminen ja sosiaalinen verkostoituminen, 14 (4), 213–21. doi: 10.1089 / cyber.2009.0289 CrossRef, Medline | |
| Lemmens, J.S., Valkenburg, P.M. & Peter, J. (2011). Patologisen pelaamisen psykososiaaliset syyt ja seuraukset. Tietokoneet ihmisen käyttäytymisessä, 27 (1), 144–152. doi: 10.1016 / j.chb.2010.07.015 CrossRef | |
| Liu, M., & Peng, W. (2009). Kognitiiviset ja psykologiset ennustajat MMOG-pelien (massiivisesti moninpelien online-pelit) pelaamiseen liittyvistä negatiivisista tuloksista. Tietokoneet ihmisen käyttäytymisessä, 25 (6), 1306–1311. doi: 10.1016 / j.chb.2009.06.002 CrossRef | |
| Lo, S., Wang, C., & Fang, W. (2005). Fyysiset ihmissuhteet ja sosiaalinen ahdistus verkkopelien pelaajien keskuudessa. Kyberpsykologia ja käyttäytyminen, 8 (1), 15–20. doi: 10.1089 / sp.2005.8.15 CrossRef, Medline | |
| Lorenz, R.C., Krüger, J.-K., Neumann, B., Schott, B.H., Kaufmann, C., Heinz, A., & Wüstenberg, T. (2013). Vihjereaktiivisuus ja sen estäminen patologisissa tietokonepelien pelaajissa. Riippuvuusbiologia, 18 (1), 134–146. doi: 10.1111 / j.1369-1600.2012.00491.x CrossRef, Medline | |
| Lubman, D. I., Peters, L. A., Mogg, K., Bradley, B. P. ja Deakin, J. F. (2000). Huomio huumeiden vihjeistä opiaattien riippuvuudessa. Psykologinen lääketiede, 30 (30), 169–175. doi: 10.1017 / S0033291799001269 CrossRef, Medline | |
| Marks, K.R., Roberts, W., Stoops, W.W., Pike, E., Fillmore, M.T. & Rush, C.R. (2014). Kiinnitysaika on kokaiinimerkin tarkkaavaisuuden ennakoiva mitta. Addiction, 109, 1501–1508. doi: 10.1111 / add.12635 CrossRef, Medline | |
| McCusker, C. G., Gettings, B., & Ireland, N. (1997). Kognitiivisten ennakkoluulojen automaattisuus riippuvuutta aiheuttavissa käyttäytymisissä: Lisätodisteita pelaajille. British Journal of Clinical Psychology, 36, 543–554. CrossRef, Medline | |
| Metcalf, O., & Pammer, K. (2011). Huomio ennakkoluuloista liiallisessa massiivisessa moninpelissä olevissa online-roolipelaajissa, jotka käyttävät muokattua Stroop-tehtävää. Tietokoneet ihmisen käyttäytymisessä, 27 (5), 1942–1947. doi: 10.1016 / j.chb.2011.05.001 CrossRef | |
| Mogg, K., Bradley, B.P., Field, M., & De Houwer, J. (2003). Silmien liikkeet tupakoitsijoiden tupakointiin liittyviin kuviin: Suhde tarkkaavaisuuden harhojen ja implisiittisten ja eksplisiittisten ärsykevalenssien välillä. Riippuvuus, 98, 825–836. doi: 10.1046 / j.1360-0443.2003.00392.x CrossRef, Medline | |
| Molde, H., Pallesen, S., Sætrevik, B., Hammerborg, D.K., Laberg, J.C. & Johnsen, B.-H. (2010). Huomio ennakkoluuloista patologisten pelaajien keskuudessa. International Gambling Studies, 10 (1), 45–59. doi: 10.1080 / 14459791003652501 CrossRef | |
| Peng, W., & Liu, M. (2010). Verkkopeliriippuvuus: alustava tutkimus Kiinassa. Kyberpsykologia, käyttäytyminen ja sosiaalinen verkostoituminen, 13 (3), 329–333. CrossRef, Medline | |
| Petry, NM, Rehbein, F., Gentile, DA, Lemmens, JS, Rumpf, H.-J., Mößle, T., Bischof, G., Tao, R., Fung, DS, Borges, G., Auriacombe , M., González Ibáñez, A., Tam, P., & O'Brien, CP (2014). Kansainvälinen yksimielisyys Internet-pelihäiriöiden arvioimisesta uuden DSM-5-lähestymistavan avulla. Riippuvuus, 109 (9), 1399–1406. doi: 10.1111 / lisää 12457 CrossRef, Medline | |
| Posner, M. I., Snyder, C. R. ja Davidson, B. J. (1980). Huomio ja signaalien havaitseminen. Journal of Experimental Psychology, 109 (2), 160–174. doi: 10.1037 / 0096-3445.109.2.160 CrossRef, Medline | |
| Rehbein, F., Kleimann, M. ja Mössle, T. (2010). Videopeliriippuvuuden esiintyvyys ja riskitekijät murrosiässä: Saksan valtakunnallisen tutkimuksen tulokset. Kyberpsykologia, käyttäytyminen ja sosiaalinen verkostoituminen, 13 (3), 269–277. doi: 10.1089 / cyber.2009.0227 CrossRef, Medline | |
| Robbins, S. J., & Ehrman, R. N. (2004). Tarkkaavaisuuden puolueellisuuden rooli päihteiden väärinkäytössä. Käyttäytymis- ja kognitiiviset neurotieteet, 3, 243–260. CrossRef, Medline | |
| Schoenmakers, T. M., de Bruin, M., Lux, I.F.M., Goertz, A.G., Van Kerkhof, D.H. & Wiers, R.W. (2010). Huomioittaisen ennakkoluulojen muokkausharjoittelun kliininen tehokkuus pidättyvillä alkoholipotilailla. Lääke- ja alkoholiriippuvuus, 109 (1–3), 30–36. doi: 10.1016 / j.drugalcdep.2009.11.022 CrossRef, Medline | |
| Shen, C. ja Williams, D. (2011). Pakkauksen purkamisaika verkossa: Internetin yhdistäminen ja moninpelien online-pelien käyttö psykososiaalisen hyvinvoinnin kanssa. Viestintätutkimus, 38 (1), 123–149. doi: 10.1177 / 0093650210377196 CrossRef | |
| Singh, A. (2013). Aasiassa on suurin päivittäinen online-pelaamisyleisö. Haettu osoitteesta http://www.comscore.com/Insights/Data-Mine/Asia-Pacific-Has-Largest-Daily-Online-Gaming-Audience, Arkistoitu http://www.webcitation.org/6Z8WKx7kk | |
| Skoric, M. M., Teo, L. L. C. ja Neo, R. L. (2009). Lapset ja videopelit: Riippuvuus, sitoutuminen ja oppimistulokset. CyberPsychology & Behavior, 12 (5), 567–572. CrossRef, Medline | |
| Smyth, J. M. (2007). Videopelien itsevalinnan lisäksi: Kokeellinen tutkimus moninpelien online-roolipelien seurauksista. CyberPsychology & Behavior, 10 (5), 717–721. doi: 10.1089 / sp.2007.9963 CrossRef, Medline | |
| Van Holst, R.J., Lemmens, J.S., Valkenburg, P.M., Peter, J., Veltman, D.J. & Goudriaan, A.E. (2012). Huomaavainen puolueellisuus ja estäminen pelimerkkejä kohtaan liittyvät ongelmiin pelaamiseen miesten nuorilla. Journal of Adolescent Health, 50 (6), 541–546. doi: 10.1016 / j.jadohealth.2011.07.006 CrossRef, Medline | |
| Van Rooij, A.J., Kuss, D., Griffiths, M.D., Shorter, G.W. & Van de Mheen, D. (2013). Videopelien, päihteidenkäytön ja psykososiaalisten ongelmien (samanaikainen) esiintyminen murrosiässä. Journal of Behavioral Addictions, 3 (3), s. 157–165. doi: 10.1556 / JBA.3.2014.013 Linkki | |
| Van Rooij, A.J., Schoenmakers, T.M., Vermulst, A.A., Van den Eijnden, R.J.J.M. & Van de Mheen, D. (2011). Online-videopeliriippuvuus: Riippuvien murrosikäisten pelaajien tunnistaminen. Riippuvuus, 106 (1), 205–212. doi: 10.1111 / j.1360-0443.2010.03104.x CrossRef, Medline | |
| Vizcaino, E.J.V., Fernandez-Navarro, P., Blanco, C., Ponce, G., Navio, M., Moratti, S., & Rubio, G. (2013). Huomio ja patologinen uhkapeli. Addiktiokäyttäytymisen psykologia, 27 (3), 861–867. doi: 10.1037 / a0032656 CrossRef, Medline | |
| Whelan, R. (2008). Reaktioajatietojen tehokas analyysi. Psykologinen ennätys, 58, 475 – 482. |
;
