Addikti Behav Rep. 2017 kesäkuu; 5: 19 – 28.
Julkaistu verkossa 2017 Feb 7. doi: 10.1016 / j.abrep.2017.02.002
PMCID: PMC5800554
PMID: 29450224
Kieli: Englanti | Saksan | Saksan
Rayna Sariyska,a,⁎ Bernd Lachmann,a Sebastian Markett,b,c Martin Reuter,b,c ja Christian Montaga,d
1. esittely
Internet on löytänyt tiensä monien ihmisten jokapäiväiseen elämään, ja tarjoaa helpon tavan kerätä tietoja ja kuluttaa viihdettä. Internetin käyttäjien lukumäärän kasvaessa, ja niiden osuus maailman väestöstä on tällä hetkellä lähes 50% (pääsy 07.09.16: lle. http://www.internetlivestats.com/internet-users/), ongelmallisesta Internetin käytöstä (PIU) tehtyjen raporttien määrä kasvaa. Edustavassa tutkimuksessa Saksasta (N = 15,024 XNUMX osallistujaa) Rumpf, Meyer, Kreuzer, John ja Merkeerk (2011) osoitti 1.5 prosentin esiintyvyyttä Internet-riippuvuudessa, ja nuorempien käyttäjien osuus oli suurempi (4% 14–16-vuotiaiden ryhmässä). Ensimmäiset yritykset määrittää ja diagnosoida PIU1 on tehnyt Kimberly Young vuonna 1998 (ks. myös ensimmäinen tapauskertomus vuodelta XNUMX) Nuori, 1996). Siitä lähtien on kehitetty lukuisia testejä ja seulontavälineitä (esim Nuori, 1998b, Nuori, 1998a, Tao et ai., 2010) voidakseen laskea esiintyvyyden eri populaatioissa ja tarjota potilaille tehokasta hoitoa. PIU: n nosologista luokitusta ei kuitenkaan ole vielä olemassa. Verkkopelariippuvuuden tutkimus näyttää olevan askeleen eteenpäin, koska äskettäin Internet Gaming Disorder (IGD) sisällytettiin DSM-5-osioon III, tällä tavoin rohkaisemalla lisätutkimuksia ennen kuin sitä pidetään muodollisena häiriönä (American Psychiatric Association). IGD: tä pidetään erityisenä PIU-muotona, joka on vain pienissä osissa päällekkäistä yllä kuvatun PIU: n yleisen muodon kanssa (esim. Davis, 2001, Montag et ai., 2015).
1.1. PIU ja implisiittinen oppiminen / päätöksenteko
Päätöksenteon puutteet on osoitettu lukuisissa tutkimuksissa, joissa on tutkittu potilaita, joilla on päihteiden ja käyttäytymisen riippuvuus (esim Bechara et ai., 2001, Schoenbaum et ai., 2006). PIU: n käsitteellistämisen ja käyttäytymis- / aineiden väärinkäytön samankaltaisuuksien vuoksi (Nuori, 1998a), päätöksenteolla on myös suuri merkitys ymmärtää paremmin Internetin liiallisen käytön luonnetta. Päätöksentekoa arvioitaessa on tehty ero erikseen epäselvän päätöksenteon ja riskialueen päätöksenteon välillä ()Brand et ai., 2006, Schiebener ja tuotemerkki, 2015). Vaikka voittoa ja tappiota koskevia sääntöjä epäselvyydessä ja erilaisten tulosten todennäköisyyksiä ei selitetä nimenomaisesti (mitataan esimerkiksi (IOWA Gambling Task - tai IGT) (ensimmäisillä kokeilla), päätöksenteossa riskin alla on nimenomaista tietoa potentiaalisesta potentiaalista. seurauksia, ja voittojen ja tappioiden todennäköisyys on käytettävissä tai se on laskettavissa (mitattu esim. Game of Dice Task tai GDT) (Brand et ai., 2006, Schiebener ja tuotemerkki, 2015). Perustuu tähän erotteluun ja päätöksenteon kaksiprosessisiin malleihin (esim Epstein, 2003), Schiebener ja tuotemerkki (2015) ehdotti teoreettista mallia päätöksenteon selittämiseksi riskialttiina. Tässä mallissa toimeenpanotehtävien rooli korostetaan keskeisenä avaimena päätöksenteossa riskialttiissa olosuhteissa, mutta ei päätöksenteossa epäselvyydessä. Emotionaalisen palkinnon ja rangaistuksen on tarkoitus seurata molempia päätöksenteon muotoja. Siksi molemmat heijastavat prosessit (kognitio kontrolloivat) samoin kuin impulsiiviset prosessit (emotionaalisen palkinnon ja rangaistuksen ennakointi) voivat olla mukana päätöksentekoprosesseissa objektiivisissa riskiolosuhteissa (Schiebener & Brand, 2015). Lisäksi sellaisilla tekijöillä kuin tiedot päätöksenteko-tilanteesta, yksilöllisistä ominaisuuksista ja tilanteesta johtuvista tiloista ja ulkoisista vaikutteista on ehdotettu olevan modulaatiovaikutuksia päätöksentekoon (Schiebener & Brand, 2015).
Internet - riippuvuuden suhteen komissio ehdotti uutta teoreettista kehystä Tuotemerkki, nuori, Laier, Wölfling ja Potenza (2016), jota kutsutaan henkilövaikutuksen, kognition ja toteutuksen vuorovaikutukseksi (I-PACE), jossa myös toimeenpanotoimintojen heikentyminen ja estävä valvonta on korostettu olevan merkityksellinen PIU: n kehittämiselle. Tämän mallin mukaan tietyn Internet-käytön häiriöiden kehittäminen ja ylläpitäminen ovat vuorovaikutusta altistavien tekijöiden (esim. Persoonallisuus ja psykopatologia), moderaattoreiden (esim. Toimintahäiriöinen selviytymistapa ja Internet-odotukset) ja välittäjien (esim. Afektiiviset ja kognitiiviset reaktiot tilanteeseen liittyvien vihkojen) välillä. Nämä monimutkaiset vuorovaikutukset yhdistettynä tyydytyksen ja positiivisen vahvistumisen kokemiseen Internetin tietyn ominaisuuden käytön seurauksena ja vähentyneillä toimeenpanotoiminnoilla ja estävällä valvonnalla voivat johtaa tiettyyn Internetin käyttöhäiriöön.
Toistaiseksi PIU: n, estävän valvonnan ja päätöksenteon yhteydessä on tehty muutamia empiirisiä tutkimuksia. Suurin osa niistä on edellä mainitun teoreettisen kehyksen mukainen Brand et ai. (2016). Sun et ai. (2009) esimerkiksi ilmoitti huonommasta suorituskyvystä uhkapelaamisessa liiallisissa Internet-käyttäjissä ja hitaammasta onnistuneen strategian valinnasta verrattuna vertailuryhmään. Uudemmassa tutkimuksessa Pawlikowski ja tuotemerkki (2011) ilmoitti heikentyneestä päätöksentekokyvystä riskialttiina GDT: ssä ryhmässä, jolla on liian paljon World of Warcraft (WoW) -pelaajia verrattuna valvontaan osallistuviin. Yao et ai. (2015) käytti muokattua versiota Go / NoGo-tehtävästä (jossa pelaamiseen liittyviä ärsykkeitä käytettiin neutraalien ärsykkeiden vieressä) ja ilmoitti vähentävän estävää hallintaa IGD-potilailla verrattuna kontrollihenkilöihin. Laier, Pawlikowski ja Brand (2014) löysi samanlaisia tuloksia IGT: n muokatulla versiolla, kun käytettiin pornografisia ja neutraaleja kuvia edullisilla ja / tai epäedullisilla korttipaikoilla. Miespuoliset osallistujat osoittivat puutteellista päätöksentekoa tutkimuksissa, joissa pornografiset kuvat yhdistettiin epäedulliseen korttipakkaan. Kuitenkin raportoitiin myös sekalaisia tuloksia päätöksenteossa PIU: n tai IGD: n yhteydessä. Tutkimuksessa Ko et ai. (2010) Esimerkiksi Internetistä riippuvaisilla osallistujilla oli parempi päätöksenteko, mitattuna IGT: llä, verrattuna kontrollihenkilöihin. Tutkimuksessa Yao et ai. (2015) Kuten edellä jo mainittiin, terveiden ja IGD-potilaiden välillä ei voitu löytää eroa päätöksenteossa IGT: tä käytettäessä. Näiden ristiriitaisten tulosten purkamiseksi tarvitaan lisätutkimuksia, joissa tutkitaan mahdollisia häiritseviä muuttujia. Yksi tietty muuttuja kuvataan myöhemmin tässä tutkimuksessa.
1.2. PIU, riskinotto ja impulsiivisuus
Koska PIU oli alun perin luonnehdittu impulssinhallintahäiriöksi, suoritettiin useita tutkimuksia PIU: n tutkimiseksi impulsiviteetin ja riskinoton yhteydessä. Cao, Su, Liu ja Gao (2007) ja Lee et ai. (2012) osoitti, että PIU liittyi positiivisesti piirteiden impulssiivisuuteen, mitattuna Barratt-impulsivisuusasteikolla (BIS-11). Teknisen kehyksen suhteen Brand et ai. (2016)Kuten edellä jo esiteltiin, impulsiivisuus mainitaan persoonallisuustekijöiden keskuudessa, osoittaen vakaimpia assosiaatioita PIU: n kanssa, ja sen ehdotetaan siten olevan yksi tekijöistä, jotka vaikuttavat sen kehitykseen ja ylläpitoon. Yleisesti ottaen impulsiivisuudelle on luonteenomaista taipumusta nopeisiin, suunnittelemattomiin reaktioihin sisäisiin tai ulkoisiin ärsykkeisiin, ottamatta huomioon näiden reaktioiden kielteisiä seurauksia impulsiivisille yksilöille tai muille "(Moeller, Barratt, Dougherty, Schmitz ja Swann, 2001; s. 1784). Aiheeseen liittyvä riskinoton termi määritellään seuraavasti: "käyttäytyminen, joka suoritetaan epävarmuudessa, luontaisten negatiivisten seurausten kanssa tai ilman niitä, ja ilman vankkaa varautussuunnitelmaa" (Kreek, Nielsen, Butelman ja LaForge, 2005; s. 1453). Ko et ai. (2010) sovelsi ilmapalloanalogista riskitehtävää (Lejuez et ai., 2002) mitata riskinottoa, mutta ei löytänyt merkittävää yhteyttä PIU: han. Tässä tutkimuksessa tarkastelemme jälleen näitä assosiaatioita soveltamalla molemmat omaraportointia sekä impulsiivisuuden / riskin ottamisen kokeellisia toimenpiteitä.
1.3. Sukupuolen rooli PIU / IGD: ssä
Toinen tärkeä asia Internet-riippuvuuden yhteydessä on Internetin erityispiirteiden suosiminen (esim. Verkkokaupat, verkkopelit) sukupuolesta riippuen. Saksasta peräisin oleva edustava tutkimus osoitti, että 77.1% 14–24-vuotiaista Internet-riippuvaisista naisista käyttää sosiaalisen verkostoitumisen sivustoja, kun vastaavanikäiset miehet olivat 64,8% (Rumpf et ai., 2011). Samassa tutkimuksessa 7.2% 14–24-vuotiaista Internet-riippuvaisista naisista ilmoitti käyttävänsä Internetiä online-videopelien pelaamiseen, kun vastaavanikäiset miehet olivat 33.6% (Rumpf et ai., 2011). Siten vaikuttaa siltä, että miesten osallistujat mieluummin Internet-pelaamiseen mieluummin kuin Internet-pelaaminen, naisten osallistujien mielestä mieluummin Internet-pelaaminen on heitä ja heidän on ilmoitettu olevan enemmän vaarassa kehittää IGD: tä. Lisäksi, Ko, jeni, Chen, Chen ja jeni (2005) havaitsi, että vanhempi ikä, alhaisempi itsetunto ja matalampi päivittäinen tyytyväisyys liittyivät miehillä vaikeampaan IGD: hen, mutta ei naisiin. Näistä tuloksista huolimatta on vielä vain muutama tutkimus, joissa tutkitaan systemaattisesti osallistujien sukupuolta moderaattorina / sovittelijamuuttujana PIU: n yhteydessä. On kuitenkin mahdollista, että nämä erot heijastavat joitain vastakkaisia tuloksia kentällä, ja siksi seuraavissa tutkimuksissa ne otetaan huomioon.
Tutkimusprojektimme tavoitteena oli tutkia yhteyttä PIU: n, sekä IGD: n ja implisiittisen oppimisen välillä miesten osallistujien ryhmässä, jolla on vaikutusta IGD: hen (tutkimus 1). Tutkimuksessa 2 pyrimme toistamaan nämä tulokset vertaamalla terveitä osallistujia ja liiallisia WoW-pelaajia sukupuolen perusteella. Tutkimuksen 3 tarkoituksena oli tutkia PIU: n, IGD: n ja impulsiviteetin / riskinoton (itseraportti ja kokeellinen tieto) välistä suhdetta terveillä osallistujilla.
Edellä mainitun kirjallisuuden perusteella muotoilimme seuraavat hypoteesit:
Odotamme negatiivisia assosiaatioita PIU / IGD: n ja implisiittisten oppimiskykyjen välillä (tutkimus 1).
Odotamme negatiivisia assosiaatioita PIU / IGD: n ja implisiittisten oppimiskykyjen välillä (tutkimus 2). Odotamme, että tämä kielteinen assosiaatio on vahvin miesten WoW-pelaajien ryhmässä.
Odotamme positiivisia assosiaatioita PIU / IGD: n ja itseraportin sekä impulsiivisuuden / riskinoton kokeellisten mittausten välillä terveillä osallistujilla (tutkimus 3).
2. Tutkimus 1
2.1. menetelmät
2.1.1. osallistujien
N = 107 osallistujaa (99 miestä, 8 naista, ikä M = 19.52, SD = 3.57) rekrytoitiin Saksan "Gamescom 2013" -kilpailuun, joka on maailman suurin pelitapahtuma. Koska esillä olevassa otoksessa esiintyvien naisosallistujien hyvin pieni määrä (n = 8) ja yllä ilmoitetut sukupuolierot IGD: n yhteydessä (esim Rumpf et ai., 2011), jätimme naispuoliset osallistujat tutkimuksen jatkoanalyyseihin. Sen jälkeen kun osallistujat oli poistettu myös puuttuvista tiedoista, otos tuotti tuloksen n = 79 miespuolista osallistujaa (ikä M = 19.81, SD = 3.62). Koulutuksestaan 8.9% ilmoitti suorittaneensa korkeakoulututkinnon tai ammattikorkeakoulututkinnon, toinen 40.5% ilmoitti suorittaneensa A-tason tai ammatillisen ylioppilastutkintotodistuksen ja 26.6% ilmoitti suorittaneensa keskiasteen lopputodistuksen tai nykyaikaisen keskiasteen tutkinnon, kun taas 24% ilmoitti, ettei hänellä ollut koulunkäynnin tutkintotodistusta.
2.1.2. Toimenpiteet
Osallistujat vastasivat ikään, sukupuoleen ja koulutukseen liittyviin kysymyksiin ja täyttivät lyhyen version Internet-riippuvuustesteestä (s-IAT, Pawlikowski, Altstötter-Gleich & Brand, 2013; Cronbachin Alpha tässä näytteessä oli 0.70, joka sisälsi 12 Likert-skaalattua tuotetta (1 = ei koskaan 5 = hyvin usein) ja Online Game Addiction Scale (OGAS, muunnettu versio pelien riippuvuusasteesta Lemmens, Valkenburg ja Peter, 2009, jossa sana "online" lisättiin jokaiseen tuotteeseen; Cronbachin alfa tässä näytteessä oli 0.66), joka koostui 7 kohdasta, vaihtelevat välillä 1 = ei koskaan ja 5 = hyvin usein. Lisäksi osallistujat arvioivat tietokonepelikokemuksensa (esim. "Kuinka monta vuotta olet pelannut tietokonepelejä?" Tai "Kuinka monta tuntia viikossa keskimäärin pelaat tietokonepelejä?"). Annettiin itsearviointi riskinottamisesta, johon sisältyi yksi kohta riskinottotaipumuksista ("Kuinka kuvailisit itseäsi 0: sta (ei lainkaan halukas ottamaan riskejä) - 10 (ehdottomasti halukas ottamaan riskejä)?" ); Saksan sosioekonominen paneeli (SOEP; Siedler, Schupp, Spiess ja Wagner, 2008). Käytimme hieman mukautettua kokeellista tehtävää (“Paholaisen rinta”), joka sisällytettiin tutkimukseen Eisenegger et ai. (2010), implisiittisen oppimisen mittaamiseksi. Jokaisessa 36-kokeessa esittelimme tietokoneen näytöllä kymmenen kuvaa suljetuista puulaatikoista. Laatikot kohdistettiin yhteen riviin ja osallistujilla oli mahdollisuus avata myöhemmin itse valittu määrä laatikoita työskentelemällä vasemmalta oikealle. Osallistujille annettiin ohje, että yhdeksässä ruudussa oli virtuaalinen rahapalkkio (5 senttiä) ja yhdessä ”paholainen”. Jos osallistujat avasivat vain palkintotasot tietystä kokeesta, he siirtyivät seuraavaan kokeiluun saamalla palkkioiden summa. Jos he avasivat ruudun, jossa oli paholainen, muiden laatikoiden lisäksi, he menettivät kaiken nykyisessä oikeudenkäynnissä. Paholaisen tuleva sijainti satunnaistettiin 36-kokeisiin, mutta se esiintyi jokaisessa paikassa 2 - 102 tarkalleen neljä kertaa. Vaikka tätä ei mainittu osallistujille, osallistujat, joilla oli korkeampia kognitiivisia taitoja, olisivat ehkä saaneet aikaan implisiittisen ymmärryksen tästä säännöstä ja saattaneet oppia suorittamaan paremmin kokeen aikana. Koko rahallisten palkkioiden kokonaismäärä kokeilun loppuun mennessä kutsutaan edelleen nimellä “GAIN”, ja sitä käytetään implisiittisen oppimisen mittana. Kokeellinen kokoonpano on kuvattu Kuvio 1.
Paholaisen rinnan kokeellinen asettaminen - rinnan avaaminen paholaisen kanssa johti menetettyihin tietyn kokeen kolikoihin.
2.1.3. menettely
Kaikki vain englanniksi saatavilla olevat kyselylomakkeet käännettiin saksaksi omassa työryhmässämme. Osallistujat täyttivät ensin kyselylomakkeet ja suorittivat sitten Paholaisen rintakokeen. Huomaa, että tutkimuksen 1 osallistujat eivät saaneet rahallista palkkiota kokeen suorittamisen jälkeen ja että heille ilmoitettiin tästä tosiasiasta ennen kokeen suorittamista.
2.1.4. Tilastolliset analyysit
Seuraavia analyysejä varten tutkittiin tietojen normaalisuutta soveltamalla nyrkkisääntöä, jonka ehdotti Miles ja Shevlin (2001; s. 74)ottaen huomioon tutkittujen muuttujien vinous. Korrelaatioanalyysit laskettiin Pearsonin tai Spearmanin korrelaatioilla, tietojen jakautumisesta riippuen, ja jokaiselle korrelaatiokertoimelle laskettiin käynnistyshihnan korjatut ja nopeutetut luottamusvälit (BCa 95%: n luottamusvälit) niiden merkityksen testaamiseksi. Toistettuja toimenpiteitä ANOVA: ta käytettiin implisiittisten oppimisvaikutusten testaamiseen verrattaessa ensimmäisten 18 kokeen voittoa kokeen viimeisten 18 kokeen voittoon.
2.1.5. Etiikka
Tutkimusprojekti (tutkimukset 1, 2 ja 3) hyväksyttiin Bonnin yliopiston paikallisen eettisen komitean toimesta, Bonn, Saksa. Kaikki koehenkilöt antoivat tietoisen suostumuksen ennen tutkimuksen suorittamista.
2.2. tulokset
Tutkittavien muuttujien keinot ja keskihajonnat esitetään Taulukko 1.
Taulukko 1
Keskimääräinen, keskihajonta (SD) ja mahdollinen / todellinen alue muuttujille pelikokemus (vuosina), online-pelitunnit viikossa, s-IAT, OGAS, GAIN ja riskinotto (omaraportti).
| Mean | SD | Mahdollinen alue | Todellinen alue | |
|---|---|---|---|---|
| Peliosaaminen (vuotta) | 11.09 | 4.31 | - | 3-24 |
| Online-pelitunnit viikossa | 22.24 | 16.00 | - | 0-70 |
| s-IAT | 23.86 | 5.38 | 12-60 | 12-43 |
| OGAS | 14.75 | 4.36 | 7-35 | 7-26 |
| GAIN | 413.61 | 71.97 | 0-900a | 160-520 |
| Riskinotto (itseraportti) | 6.77 | 1.89 | 0-10 | 3-10 |
N = 79, riskinotto (itsearviointi) n = 64.
2.2.1. Korrelaatioanalyysit
Vain muuttujaa GAIN ei normaalisti jaettu. Osallistujien ikä korreloi positiivisesti GAIN-arvoon (ρ = 0.27, p <0.05). Lisäksi GAIN osoitti negatiivisen korrelaation s-IAT-pistemäärän kanssa (ρ = - 0.26, p <0.05). Lisäksi laskimme osittaiset korrelaatiot GAINille ja s-IAT-pisteille iän hallitsemiseksi. Korrelaatio pysyi merkittävänä (r = - 0.28, p <0.05). Negatiivinen korrelaatio GAINin ja OGAS-pistemäärän välillä ei marginaalisesti saavuttanut merkitsevyyttä (ρ = - 0.20, p = 0.073) ja pysyi merkityksettömänä iän kontrolloinnin jälkeen (r = - 0.12, p = 0.292). Kaikki merkittävät korrelaatiot pysyivät merkittävinä BCa 95%: n luottamusvälien tarkastuksen jälkeen. Ole hyvä ja katso Taulukko 2 saadaksesi yleiskuvan tuloksista.
Taulukko 2
Korrelaatiot GAIN-testistä ”Paholaisen rinta” -kokeessa sekä s-IAT, OGAS-pisteet ja riskinotto (itsearviointi).
| GAIN | s-IAT | OGAS | riskinotto (itseraportti) | |
|---|---|---|---|---|
| GAIN | 1 | |||
| s-IAT | - 0.264⁎ | 1 | ||
| OGAS | - 0.203 | 0.511⁎⁎ | 1 | |
| riskinotto (itseraportti) | 0.148 | 0.129 | 0.187 | 1 |
N = 79, riskinotto (itsearviointi) n = 64; Spearman-korrelaatiot on kuvattu Kursiivi-.
2.2.2. ”Paholaisen rinta” -kokeilun manipulointitarkastus implisiittisen oppimisen mittana
Toistuvien ANOVA-mittausten tulokset osoittivat merkittävän keskimääräisen eron GAIN: n välillä kokeen ensimmäisissä 18-kokeissa verrattuna viimeisiin 18-kokeisiin (F(1,78) = 17.303, p <0.01), mikä osoittaa, että osallistujat voittivat enemmän rahaa kokeen toisessa osassa (M1 = 192.34 ja M2 = Vastaavasti = 221.27) (ks Kuvio 2).
Keinot ja standardivirhe GAIN: lle ensimmäisissä 18 kokeessa verrattuna GAIN: iin "Paholaisen rinta" -kokeilun 18 viimeisessä kokeessa. MU = rahayksiköt.
2.3. keskustelu
Yhteenvetona voidaan todeta, että kuten oletuksissamme ehdotetaan, tutkimuksessa 1 Internet-riippuvuus liittyi puutteellisiin implisiittisiin oppimiskykyihin. Tämä tulos antaa lisätodisteita huonon päätöksenteon roolista PIU: n yhteydessä (esim Brand et ai., 2016). Yhteys IGD: n kanssa oli kuitenkin samaan suuntaan, mutta ei saavuttanut merkitystä. Tämä voidaan selittää OGAS-asteikon suhteellisen pienellä näytteen koosta ja / tai suhteellisen pienellä sisäisellä konsistenssilla (0.66) tässä tutkimuksessa. Jotta voitaisiin tutkia näitä suhteita edelleen ja verrata tuloksia miesten ja naisten välillä sekä pelaajien ja muiden kuin pelaajien välillä, tehtiin tutkimus 2.
3. Tutkimus 2
Toisen tutkimuksen tavoitteena oli toistaa tutkimuksen 1 tulokset käyttämällä otosta World of Warcraft (WoW) -pelaajista ja kontrolliin osallistujista, jotka olivat naiiveja WoW: lle. Ottaen huomioon, että s-IAT: n ja GAIN: n välinen yhteys implisiittisen oppimisen mittana oli havaittavissa miespuolisilla osallistujilla, joilla oli taipumus IGD: lle, olimme kiinnostuneita näkemään tutkimuksen 1 tulosten toistamisen erityisesti miespuolisilla WoW-pelaajilla.
3.1. menetelmät
3.1.1. osallistujien
WoW-pelaajat ja kontrolliin osallistuneet osallistuivat tutkimukseen. WoW-pelaajat rekrytoitiin käyttäen seuraavia kriteerejä: WoW-pelikokemus vähintään kahden vuoden ajan. Poissulkemisperuste oli muiden kuin WoW-pelien pelaaminen yli 7 tuntia viikossa, mutta mieluummin rekrytoitiin osallistujia, joilla ei ollut kokemusta muista peleistä. Kontrollihenkilöiden oli oltava naiiveja, joten heillä ei ollut kokemusta tämän pelin pelaamisesta aikaisemmin. Molempien osallistujaryhmien poissulkemisperusteet olivat näkövamma, luku- ja kirjoitusvaikeudet, dyskromatopsia, aivotärähdys, pitkäaikaiset lääkkeet, neurologiset ja psykiatriset sairaudet, kuulovamma ja runsas päihteiden käyttö. Otoksen perusteellisen tarkastuksen jälkeen suljettiin pois yksi osallistuja syömishäiriön ja päivittäisen kannabiksen kulutuksen vuoksi, yksi osallistuja neurologisten ja psykiatristen häiriöiden vuoksi ja yksi osallistuja kontrolliryhmästä sIAT: n ja OGAS: n äärimmäisten arvojen vuoksi ja osallistujat, joilta puuttui tietoja , mikä johti n = 77 kontrolliin osallistunutta (39 miestä) ja n = 44 WoW-pelaajaa (28 miestä). 6.5% (n = 5) kontrolliin osallistuneista ilmoitti online-roolipelien rennon käytön (alle 3 tuntia pelaamista viikossa) ja 23.4% (n = 18) raportoitu Ego-ampujapelien rento käyttö (<1 h pelaamista viikossa). Koko näytteen keski-ikä oli M = 23.70 (SD = 3.93). Koulutuksesta 10.7% ilmoitti suorittaneensa korkeakoulututkinnon, toinen 85.9% ilmoitti suorittaneensa A-tason tai ammatillisen ylioppilastutkintotodistuksen ja 2.5% ilmoitti keskiasteen lopputodistuksen tai nykyaikaisen keskiasteen tutkinnon. Yksi henkilö (0.9%) ei vastannut koulutusta koskeviin kysymyksiin.
3.1.2. Toimenpiteet
Tässä taas s-IAT (Pawlikowski et ai., 2013; Cronbachin Alpha tässä näytteessä oli 0.76), OGAS (GAS: n muunnos Lemmens et ai., 2009; Cronbachin Alpha tässä näytteessä oli 0.88) ja tietokonepelikokemus arvioitiin. Lisäksi World of Warcraft -kohtainen ongelmallinen käytön ja sitoutumisen kyselylomake (WoW-SPUQ), joka koostuu 27 tuotteesta, luokitellaan asteikolla 1 = "täysin eri mieltä" - 7 = "täysin samaa mieltä" (Peters & Malesky, 2008; Cronbachin Alpha tässä näytteessä oli 0.89) vain WoW-ryhmä täytti. Lisäksi Barrattin impulsiivisuusasteikko (BIS-11; Patton & Stanford, 1995; Cronbachin alfa tässä näytteessä oli 0.85) annettiin impulsiivisuuden mittana (30 kohtaa pisteytetään asteikolla, vaihtelevat välillä 1 = "harvoin / ei koskaan" - 4 = "melkein aina / aina"). Tällä asteikolla voidaan arvioida kolmea toisen asteen tekijää: tarkkaavaisuusimpulssi määritellään kyvyttömyydeksi kohdistaa huomiota tai keskittyä; motoriseen impulsiivisuuteen kuuluu toimiminen ajattelematta, kun taas suunnittelemattomaan impulsiivisuuteen liittyy "tulevaisuuden" tai ennakoimattomuuden puute (Stanford et ai., 2009). Esillä olevan tutkimuksen osa-asteikkojen sisäiset johdonmukaisuudet olivat vastaavasti 0.73, 0.69 ja 0.69.
3.1.3. menettely
Osallistujat osallistuivat suureen pitkittäistutkimukseen, jossa tutkittiin biologisia tekijöitä psykologisten muuttujien vieressä ja niiden roolia IGD: ssä. Tässä tutkimuksessa vain ensimmäisen mittauspisteen tietoja käytettiin tutkimuksen 1 tulosten testaamiseen ja toistamiseen (Paholaisen rintakokeen suorittaminen toisen kerran (T2) ei selvästikään ole verrattavissa naiiveihin sen kanssa, kuten tutkimuksessa 1 ). Kyselylomakkeet ja koe täytettiin samassa järjestyksessä kuin tutkimuksessa 1. Verrattuna tutkimukseen 1, tutkimuksessa 2 osallistujille maksettiin kuitenkin rahamäärä, jonka he voittivat ”Paholaisen rinta” -kokeessa, ja heille ilmoitettiin tästä tosiasiasta ennen kokeen suorittamista.
3.1.4. Tilastolliset analyysit
Tietojen arviointi suoritettiin analogisesti 1: n tutkimiseksi.
3.2. tulokset
OGAS-pisteet ja verkkopelaustunnit viikossa eivät jakautuneet normaalisti miesten ja naisten vertailuryhmään kuuluvissa ryhmissä. Lisäksi s-IAT-pistemäärä ja ikä eivät jakautuneet normaalisti naiskontrollien ryhmässä. Korrelaatio GAIN: n ja s-IAT-pistemäärän välillä miespuolisten WoW-pelaajien ryhmässä testattiin yksipuolisesti tutkimuksen 1 havaintojen perusteella.
Ohjauksen osallistujien ja WoW-pelaajien kuvaavat tilastot esitetään Taulukko 3. Tässä mies- ja naispuolisten kontrollien osallistujilla oli huomattavasti alhaisempi pelikokemus, online-pelitunnit viikossa ja OGAS-pisteet verrattuna miesten ja naisten WoW-pelaajiin (katso Taulukko 3). Lisäksi naispuolisilla WoW-pelaajilla oli huomattavasti korkeammat pisteet s-IAT: ssä verrattuna naispuolisiin kontrolleihin osallistuneisiin. Kaikki muut muuttujat eivät eronneet merkittävästi vertailussa osallistujien ja WoW-pelaajien välillä.
Taulukko 3
Välineet, keskihajonnat (SD), mahdollinen / todellinen alue, t-/U arvo ja merkitsevyys (p) kontrollikäyttäjien ja WoW-ryhmän välisten keskiarvoerojen suhteen pelikokemuksen (vuotta), verkkopelaustuntien viikossa, GAIN, s-IAT, OGAS, WoW-SPUQ ja BIS-11 muuttujien suhteen.
| Ohjausryhmä | WoW-pelaajat | Mahdollinen alue | Todellinen alue | t-/U arvo | p | |||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Mean | SD | Mean | SD | |||||
| Miesosallistujat | ||||||||
| Peliosaaminen (vuotta) | 9.49 | 6.81 | 14.29 | 4.85 | - | 0-22 / 6-25 | - 3.369 | 0.001 |
| Online-pelitunnit viikossa | 1.18 | 2.11 | 19.71 | 11.44 | - | 0-9 / 0-50 | 30.0 | <0.001 |
| GAIN | 450.77 | 39.10 | 443.04 | 54.30 | 0-900 | 370-510 / 305-525 | 0.678 | 0.500 |
| s-IAT | 21.67 | 6.53 | 23.79 | 6.90 | 12-60 | 12-42 / 14-41 | - 1.280 | 0.205 |
| OGAS | 8.67 | 2.39 | 15.79 | 5.85 | 7-35 | 7-17 / 9-29 | 94.5 | <0.001 |
| WoW-SPUQ | - | - | 87.57 | 23.26 | 27-189 | - / 53-134 | - | - |
| BIS-11 yhteensä | 65.00 | 13.39 | 64.63 | 8.94 | 30-120 | 40-99 / 53-90 | 0.125 | 0.901 |
| BIS-11 huomioiva | 17.13 | 4.95 | 16.57 | 2.85 | 8-32 | 8-30 / 12-21 | 0.579 | 0.565 |
| BIS-11 moottori | 23.16 | 4.81 | 22.43 | 3.66 | 11-44 | 14-35 / 16-33 | 0.671 | 0.504 |
| BIS-11 ei-suunnittelu | 24.71 | 5.32 | 25.74 | 4.77 | 11-44 | 14-40 / 16-40 | - 0.803 | 0.425 |
| Naispuoliset osallistujat | ||||||||
| Peliosaaminen (vuotta) | 3.86 | 5.76 | 11.50 | 5.29 | - | 0-15 / 1-20 | - 4.557 | <0.001 |
| Online-pelitunnit viikossa | 0.09 | 0.43 | 17.56 | 9.06 | - | 0-2.5 / 1-37.5 | 1.5 | <0.001 |
| GAIN | 429.74 | 39.98 | 439.06 | 58.72 | 0-900 | 330-510 / 295-510 | - 0.678 | 0.501 |
| s-IAT | 18.58 | 4.99 | 21.44 | 5.24 | 12-60 | 13-36 / 14-30 | 199.5 | 0.047 |
| OGAS | 7.11 | 0.51 | 13.50 | 3.69 | 7-35 | 7-10 / 9-21 | 4.0 | <0.001 |
| WoW-SPUQ | - | - | 81.63 | 22.42 | 27-189 | - / 50-119 | - | - |
| BIS-11 yhteensä | 61.25 | 9.14 | 61.73 | 6.16 | 30-120 | 37-87 / 53-77 | - 0.187 | 0.852 |
| BIS-11 huomioiva | 16.61 | 3.55 | 17.06 | 3.38 | 8-32 | 10-25 / 10-22 | - 0.438 | 0.663 |
| BIS-11 moottori | 21.08 | 3.93 | 21.80 | 3.97 | 11-44 | 12-31 / 17-29 | - 0.592 | 0.557 |
| BIS-11 ei-suunnittelu | 23.97 | 4.16 | 23.31 | 2.70 | 11-44 | 13-35 / 17-27 | 0.584 | 0.562 |
Huomaa: Mann-Whitney-U-testi suoritettiin ei-normaalisti jakautuneiden muuttujien keskiarvojen vertaamiseksi. Tulokset on esitetty kursivoituina taulukossa.
3.2.1. Korrelaatioanalyysit
Mies- tai naiskontrolliryhmässä osallistujien ikä ei korreloinut merkitsevästi GAIN-, s-IAT- tai OGAS-pistemäärään. Kaikki muut korrelaatiot esitetään Taulukko 4. Täällä GAIN ei ollut merkitsevästi sidoksissa s-IAT: n eikä OGAS-pistemäärään miesten ja naisten osallistujilla. Lisäksi s-IAT-pistemäärä kytkettiin positiivisesti BIS-11-ala-asteikon huomion herättävyyteen miehillä tehdyissä kontrollietsoissa. Kaikki merkittävät korrelaatiot Taulukko 4 pysyi merkittävänä BCa 95%: n luottamusvälien tarkastuksen jälkeen.
Taulukko 4
Spearmanin ja Pearsonin korrelaatiot muuttujille GAIN, s-IAT, OGAS ja BIS-11 kontrolliryhmän ryhmälle, jakautuneena miehille ja naisille.
| GAIN | s-IAT | OGAS | BIS-11 yhteensä | BIS-11 huomioiva | BIS-11 moottori | |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Miesosallistujat | ||||||
| GAIN | 1 | |||||
| s-IAT | - 0.053 | 1 | ||||
| OGAS | 0.238 | 0.139 | 1 | |||
| BIS-11 yhteensä | 0.020 | 0.248 | 0.349⁎ | 1 | ||
| BIS-11 huomioiva | 0.109 | 0.426⁎⁎ | 0.301 | 0.866⁎⁎ | 1 | |
| BIS-11 moottori | - 0.064 | 0.094 | 0.338⁎ | 0.843⁎⁎ | 0.612⁎⁎ | 1 |
| BIS-11 ei-suunnittelu | 0.095 | 0.143 | 0.198 | 0.906⁎⁎ | 0.707⁎⁎ | 0.660⁎⁎ |
| Naispuoliset osallistujat | ||||||
| GAIN | 1 | |||||
| s-IAT | 0.118 | 1 | ||||
| OGAS | - 0.088 | 0.257 | 1 | |||
| BIS-11 yhteensä | - 0.139 | 0.232 | 0.156 | 1 | ||
| BIS-11 huomioiva | 0.161 | 0.282 | - 0.022 | 0.749⁎⁎ | 1 | |
| BIS-11 moottori | - 0.219 | 0.201 | 0.292 | 0.764⁎⁎ | 0.312 | 1 |
| BIS-11 ei-suunnittelu | - 0.138 | 0.118 | - 0.119 | 0.868⁎⁎ | 0.531⁎⁎ | 0.478⁎⁎ |
Spearman-korrelaatiot on kuvattu Kursiivi-.
n (urokset) = 39, n (urokset, BIS-11) = 38, n (naiset) = 38, n (naiset, BIS-11) = 36.
Mies- ja naispuolisten WoW-pelaajien ryhmässä ikä ei korreloinut merkitsevästi GAIN-, s-IAT-, OGAS- tai WoW-SPUQ-pisteiden kanssa. Kaikki muut korrelaatiot esitetään Taulukko 5. Tässä yhteydessä GAIN liitettiin negatiivisesti s-IAT: ään, samoin kuin WoW-SPUQ-pisteet vain miesten WoW-pelaajien ryhmässä. Nämä korrelaatiot osoittivat kuitenkin vain suuntauksen kohti merkitsevyyttä (r = - 0.30, p = 0.063, yksipuolinen testi ja r = - 0.313, p = 0.104, kaksisuuntainen testi). Kaikki merkittävät korrelaatiot pysyivät merkittävinä BCa 95%: n luottamusvälien tarkastuksen jälkeen.
Taulukko 5
Spearmanin ja Pearsonin korrelaatiot muuttujille GAIN, s-IAT, OGAS, WoW-SPUQ-pisteet ja BIS-11 WoW-pelaajien ryhmälle, jakautuneena miehille ja naisille.
| GAIN | s-IAT | OGAS | Vau- SPUQ | BIS-11 yhteensä | BIS-11 huomioiva | BIS-11 moottori | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Miesosallistujat | |||||||
| GAIN | 1 | ||||||
| s-IAT | - 0.296 | 1 | |||||
| OGAS | - 0.105 | 0.776⁎⁎ | 1 | ||||
| WoW-SPUQ | - 0.313 | 0.688⁎⁎ | 0.742⁎⁎ | ||||
| BIS-11 yhteensä | 0.025 | 0.197 | 0.284 | 0.023 | 1 | ||
| BIS-11 huomioiva | 0.054 | - 0.011 | 0.019 | - 0.219 | 0.658⁎⁎ | 1 | |
| BIS-11 moottori | - 0.038 | 0.170 | 0.231 | 0.187 | 0.761⁎⁎ | 0.218 | 1 |
| BIS-11 ei-suunnittelu | 0.033 | 0.220 | 0.312 | 0.027 | 0.892⁎⁎ | 0.451⁎ | 0.521⁎⁎ |
| Naispuoliset osallistujat | |||||||
| GAIN | 1 | ||||||
| s-IAT | 0.026 | 1 | |||||
| OGAS | - 0.024 | - 0.067 | 1 | ||||
| WoW-SPUQ | - 0.199 | 0.144 | 0.676⁎⁎ | ||||
| BIS-11 yhteensä | 0.048 | 0.080 | - 0.614⁎ | - 0.157 | 1 | ||
| BIS-11 huomioiva | - 0.139 | 0.194 | - 0.260 | 0.054 | 0.504 | 1 | |
| BIS-11 moottori | 0.266 | - 0.013 | - 0.676⁎⁎ | - 0.305 | 0.845⁎⁎ | 0.170 | 1 |
| BIS-11 ei-suunnittelu | 0.012 | - 0.166 | 0.057 | 0.256 | 0.420 | - 0.222 | 0.250 |
Miespuolisille osallistujille korrelaatio kokeen GAIN: n ja s-IAT-pistemäärän välillä testattiin yksipuolisesti.
n (urokset) = 28, n (urokset, BIS-11) = 27, n (naiset) = 16, n (naiset, BIS-11) = 15.
3.2.2. ”Paholaisen rinta” -kokeilun manipulointitarkastus implisiittisen oppimisen mittana
Toistettujen ANOVA-mittausten tulokset eivät osoittaneet merkittävää keskimääräistä eroa GAINin välillä "Devil's chest" -kokeiden ensimmäisten 18 ja viimeisen 18 kokeen välillä miesryhmässä (F (1, 38) = 1.949, p = 0.171; M1 = 232.56 ja M2 = 218.21) ja naaras (F (1, 37) = 0.594, p = 0.446; M1 = 221.18 ja M2 = 209.87) kontrolliin osallistujia. Tulokset pysyivät merkityksettöminä koko kontrolliryhmän otoksesta (F (1,76) = 2.102, p = 0.151), kun taas WoW-pelaajien koko otoksessa tulokset saivat merkityksen (F (1,43) = 4.298, p = 0.044) (katso Kuvio 3). WoW-miespuolisten pelaajien ryhmässä ero kokeiden 1–18 ja 19–36 välillä saavutti merkitsevyyden (F (1,27) = 5.377, p = 0.028, M1 = 235.54 ja M2 = 205.54; joten M2: n tulos on matalampi kuin M1), kun taas naispuolisten WoW-pelaajien kohdalla se ei ollut merkitsevä (F (1,15) = 0.295, p = 0.595, M1 = 225.31 ja M2 = 213.75).
Keinot ja standardivirhe GAINille “Paholaisen rinta” -kokeilun ensimmäisten 18 vs. 18 viimeisen kokeilun aikana vertailujäsenille (vasen kaavio) ja WoW-pelaajille (oikea kaavio). MU = rahayksiköt.
3.3. keskustelu
Tutkimuksen 2 tavoitteena oli toistaa tutkimuksen yhden tulokset vertaamalla WoW-pelaajia ja kontrolliohjelmaan osallistujia. Negatiiviset korrelaatiot GAIN: n ja s-IAT: n ja WoW-SPUQ-pistemäärien välillä osoittivat trendi kohti merkitsevyyttä vain miespuolisten WoW-pelaajien ryhmässä. Hyvin pieni näyte miespuolisista WoW-pelaajista (n = 28) saattaa antaa selityksen heikommille vaikutuksille. Manipulointitarkastus osoitti vain merkittävän eron GAINin välillä ensimmäisessä ja viimeisessä 18 kokeessa WoW-miespuolisten pelaajien ryhmässä, jossa osallistujat osoittivat pienempiä voittoja kokeen toisessa osassa ensimmäiseen osaan verrattuna. Haluamme muistuttaa lukijaa, että tutkimuksen 2 osallistujille maksettiin rahasumma, jonka he voittivat kokeen aikana, ja että he olivat tietoisia tästä ennen kokeen aloittamista. Täten tässä tapauksessa osallistujien ulkopuolinen motivaatio olisi voinut olla korkeampi verrattuna tutkimukseen 1. Itse asiassa verrattaessa GAINin keskiarvoa Gamescom-osallistujien ja miespuolisten WoW-pelaajien välillä on selvää, että vaikka WoW-pelaajat tekivätkin huonompi kokeen toisessa osassa, verrattuna kokeen ensimmäiseen osaan, he voittivat silti enemmän kuin miehet Gamescom-osallistujat (katso Taulukko 1, Taulukko 3: M = 413.61 Gamescom-osallistujille ja M = 443.04 miespuolisille WoW-pelaajille). Siksi motivaation mahdollisen häiritsevän vaikutuksen hallitsemiseksi teimme lisäanalyysin käyttämällä Unified-Motive-Scale-10: tä (UMS-10; Schönbrodt & Gerstenberg, 2012). USM-10-tiedot olivat saatavilla osana suurempaa pitkittäistutkimusta.
3.3.1. Lisäanalyysit
Erityisesti suoritimme osittaisen korrelaation muuttuvan saavutusmotivaation kanssa (UMS-10; Schönbrodt & Gerstenberg, 2012, Cronbachin alfa tässä tutkimuksessa oli 0.89), s-IAT-, WoW-SPUQ-pisteet ja GAIN tutkimuksessa 2. S-IAT: n ja GAIN: n välinen yhteys kasvoi r = - 0.296, p = 0.063 (katso Taulukko 5; yksisuuntainen testi) r = - 0.322, p = 0.054 (yksisuuntainen testi). Myös WoW-SPUQ: n ja GAINin yhteys lisääntyi vuodesta r = - 0.313, p = 0.104 (katso Taulukko 5; kaksisuuntainen testi) r = - 0.354, p = 0.082 (kaksisuuntainen testi). Naispuolisten WoW-pelaajien ja kontrolliin osallistujien suhteen s-IAT: n, WoW-SPUQ-pistemäärän ja GAIN: n korrelaatiot pysyivät merkityksettöminä motivaation hallinnan jälkeen.
4. Tutkimus 3
Tutkimuksen 3 painopiste oli testata yhteys PIU: n, IGD: n ja impulsiivisuuden / riskinoton välillä käyttämällä sekä kokeellisia että itseraportoitavia toimenpiteitä.
4.1. menetelmät
4.1.1. osallistujien
Sen jälkeen kun viisi osallistujaa, joilta puuttui tietoja, ja yksi osallistuja suljettiin pois, koska vastaukset olivat alueen ulkopuolella (esim. 200 tuntia tietokonepeliä viikossa), tämän tutkimuksen otos johti N = 94 osallistujaa (33 miestä). Suurin osa heistä oli psykologian opiskelijoita Ulmin yliopistossa, Ulm, Saksa. Koko näytteen keski-ikä oli M = 23.48 (SD = 3.55). Koulutuksestaan 27% ilmoitti suorittaneensa korkeakoulututkinnon tai ammattikorkeakoulututkinnon, toinen 67% ilmoitti suorittaneensa A-tason tai ammatillisen ylioppilastutkinnon, 6% osallistujista (n = 6) ei vastannut koulutukseen liittyviin kysymyksiin.
4.1.2. Toimenpiteet
S-IAT (Pawlikowski et ai., 2013; Cronbachin Alpha tässä näytteessä oli 0.81), OGAS (muutettu versio GAS: stä Lemmens et ai., 2009; Cronbachin alfa tässä näytteessä oli 0.81), BIS-11 (Patton & Stanford, 1995; Cronbachin alfa tässä otoksessa oli 0.80) ja kokonaisriskinotto (Saksan sosioekonominen paneeli, SOEP; Siedler et ai., 2008) arvioitiin. BIS-11-ala-asteikon sisäiset konsistenssit olivat seuraavat: tarkkaavainen impulsiivisuus 0.70, motorinen impulsiivisuus 0.70 ja ei-suunniteltu impulssiivisuus 0.39. Lisäksi "Paholaisen rinta" -koketta sopeutettiin hieman mittaamaan impulsiivisuutta / riskinottoa (verrattuna tutkimuksiin 1 ja 2, tässä "paholaisen" asema satunnaistettiin täysin kaikkien kokeiden kesken, joten oppiminen ei ollut mahdollista ). Tässä käytettiin impulsiivisuuden / riskinottamisen mittana vapaaehtoisesti avattujen laatikoiden keskimääräistä lukumäärää koetta kohti (MNOB). Tämä on sopusoinnussa Eisenegger et ai. (2010).
4.1.3. menettely
Kyselylomakkeet ja koe valmistuivat samassa järjestyksessä kuin tutkimuksissa 1 ja 2, mutta tässä osallistujat täyttivät kyselylomakkeet tietokoneen näytöllä. Tässä tutkimuksessa osallistujat saivat korvauksen (Amazon-tositteen tai opintopisteen) osallistumisestaan tutkimukseen, mutta heille ei maksettu tietyn määrän rahaa, jonka he voittivat tietokonekokeessa. Osallistujille ilmoitettiin tästä menettelystä ennen kokeen suorittamista.
4.1.4. Tilastolliset analyysit
Tilastolliset analyysit suoritettiin analogisesti tutkimusten 1 ja 2 kanssa.
4.2. tulokset
On huomattava, että verkkopelaustuntien viikossa muuttujia ja OGAS-pisteet eivät normaalisti jakautuneet. Kuvailevat tilastot esitetään Taulukko 6. Osallistujilla oli jonkin verran kokemusta peleistä pelaamista koskevan asiantuntemuksen suhteen vuosina, mutta todellinen verkkopelaamiseen käytetty aika on erittäin pieni. Analogisesti tutkittavaksi 2, vertailimme tässä, jos miehillä ja naisilla osallistujat eroavat toisistaan Taulukko 6. Pelialan asiantuntemuksen muuttujilla (vuosina) havaittiin merkittäviä eroja (U(33,61) = 385.0, p <0.001), online-pelitunnit viikossa (U(33,61) = 663.5, p <0.001), riskinottaminen (itsearviointi) (U(33,61) = 732.0, p <0.05) ja OGAS (U(33,61) = 562.5, p <0.001), jossa miesosallistujat saivat parempia tuloksia kuin naispuoliset.
Taulukko 6
Keinot, keskihajonnat (SD) ja mahdollinen / todellinen alue muuttujille pelikokemus (vuosina), pelitunnit viikossa, riskinotto (itseraportti), s-IAT, OGAS, BIS-11 ja MNOB.
| Mean | SD | Mahdollinen alue | Todellinen alue | |
|---|---|---|---|---|
| Peliosaaminen (vuotta) | 6.31 | 6.51 | - | 0-21 |
| Online-pelitunnit viikossa | 0.56 | 1.86 | - | 0-15 |
| Riskinotto (itseraportti) | 5.10 | 1.82 | 0-10 | 1-9 |
| s-IAT | 22.99 | 5.71 | 12-60 | 12-42 |
| OGAS | 8.00 | 2.05 | 7-35 | 7-18 |
| BIS-11 yhteensä | 61.37 | 9.17 | 30-120 | 44-84 |
| BIS-11 huomioiva | 16.54 | 3.47 | 8-32 | 10-28 |
| BIS-11 moottori | 21.68 | 4.33 | 11-44 | 14-35 |
| BIS-11 ei-suunnittelu | 23.15 | 3.45 | 11-44 | 17-32 |
| MNOB | 4.90 | 0.79 | 0-10 | 3.22-7.5 |
4.2.1. Korrelaatioanalyysit
Ikä korreloi OGAS-pistemäärän kanssa (ρ = 0.24, p <0.05). MNOB: n ja OGAS-pistemäärän välinen korrelaatio saavutti myös merkitsevyyden (ρ = 0.21, p <0.05). Iän hallinnan jälkeen korrelaatio MNOB: n ja OGAS-pistemäärän välillä nousi arvoon r = 0.37, p <0.01 (r = 0.45, p <0.05 miehillä ja r = 0.28, p <0.05 naisilla). Kaikki muut korrelaatiot on esitetty Taulukko 7.
Taulukko 7
Spearmanin ja Pearsonin korrelaatiot muuttujille MNOB, riskinotto (itseraportti), s-IAT, OGAS ja BIS-11.
| MNOB | Riskinotto (itseraportti) | s-IAT | OGAS | BIS-11 yhteensä | BIS-11 huomioiva | BIS-11 moottori | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| MNOB | 1 | ||||||
| riskinotto (itseraportti) | 0.086 | 1 | |||||
| s-IAT | 0.115 | - 0.124 | 1 | ||||
| OGAS | 0.209⁎ | 0.092 | 0.235⁎ | 1 | |||
| BIS-11 yhteensä | 0.316⁎⁎ | 0.458⁎⁎ | 0.150 | 0.283⁎⁎ | 1 | ||
| BIS-11 huomioiva | 0.284⁎⁎ | 0.196 | 0.345⁎⁎ | 0.296⁎⁎ | 0.770⁎⁎ | 1 | |
| BIS-11 moottori | 0.236⁎ | 0.576⁎⁎ | - 0.018 | 0.261⁎ | 0.847⁎⁎ | 0.443⁎⁎ | 1 |
| BIS-11 ei-suunnittelu | 0.257⁎ | 0.299⁎⁎ | 0.075 | 0.148 | 0.821⁎⁎ | 0.487⁎⁎ | 0.551⁎⁎ |
Huomaa: Spearman-korrelaatiot on esitetty kursivoituna.
4.2.2. ”Paholaisen rinta” -kokeilun manipulointitarkastus impulsiivisuuden / riskinottamisen mittana:
MNOB korreloi positiivisesti osallistujien BIS-11-pistemäärään (ks Taulukko 7), siksi nykyinen toimenpide liittyy selvästi impulsiiviseen käyttäytymiseen. MNOB: n ja kokonaisriskin ottamisen itseraportointimäärän välillä ei ollut merkittävää korrelaatiota (ks Taulukko 7). Samalla tavoin kuin tutkimuksissa 1 ja 2, vertasimme ensimmäisessä ja viimeisessä 18-kokeessa GAIN-arvoa oppimisvaikutusten roolin poissulkemiseksi. Miesten (F(1,32) = 2.365, p = 0.134, M1 = 219.24 ja M2 = 235.61) tai naispuoliset osallistujat (F(1,60) = 0.155, p = 0.695, M1 = 224.02 ja M2 = 220.57). Koko näytteen tulokset eivät myöskään saaneet merkitystä (F (1,93) =, 265, p = 0.608) (katso Kuvio 4).
Keinot ja standardivirhe GAIN: lle ensimmäisissä 18 kokeessa verrattuna GAIN: iin "Paholaisen rinta" -kokeilun 18 viimeisessä kokeessa. MU = rahayksiköt.
5. Yleinen keskustelu
Seuraavassa esitetään yhteenveto tutkimusten 1, 2 ja 3 tuloksista sekä keskustelu niiden vaikutuksesta alaan.
Tutkimuksessa 1 korkeammat s-IAT-pistemäärät yhdistettiin miesten osallistujien implisiittisen oppimistehtävän huonompaan tulokseen ja äärellisyyteen IGD: n kanssa. Osallistujien OGAS-pistemäärä ei kuitenkaan liittynyt merkitsevästi muuttujan GAIN arvoon (vaikka suuntaus merkitsevyyteen oli). Tutkimuksessa 2 pyrittiin replikoimaan tutkimuksen 1 tuloksia ryhmässä WoW-soittimia ja kontrolli-osallistujia. Tässä otettiin huomioon myös osallistujien sukupuoli. Korkeat s-IAT-pisteet sekä korkeat WoW-SPUQ-pisteet osoittivat suuntausta kohti alhaista GAIN-arvoa kokeessa vain miesten WoW-pelaajien ryhmässä (r = - 0.322, p = 0.054, yksipuolinen testi ja r = - 0.354, p = 0.082, vastaavasti kaksisuuntainen testi). OGAS-pistemäärää ei jälleen kytketty GAINiin kummassakaan ryhmästä. Tutkimuksessa 3 opiskelijan otoksessa kokeellinen riskinottomittari, MNOB, liittyi positiivisesti OGAS-pisteisiin, mutta ei s-IAT-pisteisiin iän kontrolloinnin jälkeen.
Yhteenvetona näyttää siltä, että Internetin liialliseen käyttöön liittyy implisiittisten oppimiskykyjen puutteita. Tämä assosiaatio havaittiin s-IAT-pisteet ja WoW-SPUQ-pisteet, mutta ei OGAS-pisteet tässä tutkimuksessa. Olemassa oleva kirjallisuus tuottaa tuloksia, jotka tukevat molempia: ongelmallisten Internet-käyttäjien päätöksenteon puutteet (esim Sun et ai., 2009), samoin kuin liiallisten online-pelaajien keskuudessa (esim Yao et ai., 2014). Lisäksi äskettäin ehdotti uutta teoreettista mallia I-PACE (Person-Affect-Cognition-Execution Interaction of Person-Affect-Cognition-Execution). Brand et ai. (2016), joka korostaa toimeenpanon heikentyneen toiminnan ja päätöksenteon heikentymisen merkitystä tietyn PIU: n kehittämisessä. WoW-SPUQ-pistemäärän vahvempi vaikutus verrattuna OGAS-pistemäärään saattaa heijastaa tarkemman mittauksen valintaa WOW-riippuvuuden arvioimiseksi. Tarvitaan kuitenkin lisätutkimuksia.
Se tosiseikka, että PIU: n ja vähentyneen implisiittisen oppimiskyvyn välinen yhteys esillä olevassa tutkimuksessa havaittiin vain miehiä osallistuvien ryhmässä, jolla on (äärellisyys) IGD (tutkimus 1 ja 2), voisi auttaa selittämään osittain ristiriitaisia tuloksia suhteesta keskenään. päätöksenteko ja PIU kirjallisuudessa (esim Ko et ai., 2010, Sun et ai., 2009). Tämä assosiaatio näyttää kuitenkin uskottavalta, koska tutkimukset viittaavat siihen, että IGD on ensisijaisesti miesten tyyppinen riippuvuus (esim Rumpf et ai., 2011).
ottaen huomioon Hypoteesi 3, BIS-11: llä mitatun impulssiteetin ja PIU / IGD: n (tutkimukset 2 ja 3) välillä voitiin löytää joitain merkittäviä assosiaatioita, mikä on johdonmukaista kirjallisuuden havaintojen kanssa (esim. Lee et ai., 2012). Vaikka riskinottoa koskeva itsearviointimenetelmä (SOEP) ei liittynyt PIU / IGD: hen kummassakaan tutkimuksessa, riskinottamisen / impulsiivisuuden kokeellinen mitta liittyi OGAS-pisteisiin (tutkimus 3), mutta ei s-IAT-pisteet. Tämä erityinen ero voi johtua toimenpiteiden luotettavuuteen liittyvistä kysymyksistä. Vaikka itse ilmoittama riskinotto arvioitiin yhdellä erällä, kokeellisen riskinottotoimenpiteen odotetaan tuottavan objektiivista ja luotettavaa tietoa. Mitä tulee MNOB: n ja OGAS-pistemäärän väliseen yhteyteen, Paholaisen rintakoe (versio 2, jossa laatikot satunnaistettiin kokonaan 36 kokeessa) saattoi kattaa impulsiivisuuden spesifisemmän puolen (kuten riskinottaminen), mikä luonnehtii paremmin IGD: tä kuin yleistetty PIU. Kuitenkin, Ko et ai. (2010) ei osoittanut eroa riskinoton suhteen (mitattuna BART: lla) Internet-riippuvaisista henkilöistä, joilla on taipumus suunnata verisuonitautien ja kontrollin osallistujien kesken. Siksi tämä yhdistys tarvitsee lisätutkimuksia.
"Paholaisen rinta" -kokeilun manipulointitarkastus implisiittisen oppimisen mittaamiseksi onnistui tutkimuksessa 1, joten oletamme, että osallistujat voisivat implisiittisesti poimia ja oppia strategioita saadakseen enemmän rahaa koko kokeen ajan. Tutkimuksessa 2 ei kuitenkaan voitu havaita merkittävää eroa kokeiden 1–18 ja 19–36 voittojen välillä lukuun ottamatta miespuolisten WoW-pelaajien ryhmää, jossa osallistujat osoittivat pienempiä voittoja kokeen toisessa osassa. Tässä osoitimme lisäanalyyseissä, että saavutuksen motivaation hallitsemisen jälkeen negatiivinen yhteys GAINin ja s-IAT / WOW-SPUQ-pistemäärän välillä vahvistui. Siksi ehdotamme, että tutkimuksessa 2 implisiittistä oppimisvaikutusta varjostivat saavutusmotivaation vaikutukset, koska osallistujille maksettiin kokeessa voittamansa rahamäärä. Tässä vaiheessa on huomattava, että UMS-10 mittaa ominaisuusmotivaatiota eli taipumusta motivoida kohti suurempia saavutuksia yleensä eikä tilaa, motivaatiota voittaa enemmän tässä kokeessa. Valvomalla UMS-10-saavutusten motivaatiota otimme kuitenkin huomioon otoksen yksilöllisten erojen roolin ominaisuuksien motivaatiossa suorituskyvyn suhteen Paholaisen rintakehän tehtävässä.
"Paholaisen rinta" -kokeilun toisen version validointi riskinottoa / impulsiivisuutta mittaamaan osoitti, että vapaaehtoisesti avattujen laatikoiden (MNOB) keskimääräinen lukumäärä ei ollut merkittävästi sidoksissa riskinottoa koskevaan itsearviointiin. Tämä voi johtua siitä, että SOEP arvioi yleistä riskinottoa vain yhdellä erällä, mikä puolestaan voi vaikuttaa kielteisesti sen luotettavuuteen. MNOB kuitenkin liittyi BIS-11: n kokonaispistemäärään, samoin kuin tarkkaavaisuuden, motorisen ja ei-suunnitellun impulsiivisuuden ala-asteikkoihin. Nämä tulokset ovat yhdenmukaisia validointitutkimusten kanssa, jotka koskevat samankaltaisia riskinottotapoja, kuten BART (Lejuez et ai., 2002).
Seuraavassa käsitellään joitain esitetyn tutkimuksen vahvuuksista ja rajoituksista. Tämän tutkimuksen vahvuus on, että sukupuolen rooli otettiin huomioon. Vaikka sukupuolieroja on kuvattu IGD: n ja PIU: n yhteydessä (Rumpf et ai., 2011), monissa tutkimuksissa ei ole erityisesti arvioitu sukupuolen roolia tutkittaessa PIU / IGD: n ja implisiittisen oppimisen / riskinoton välistä yhteyttä, kuten tässä tutkimuksessa. Lisäksi tutkimuksessa 2 WoW-pelaajien ryhmä rekrytoitiin tiukein perustein eikä pelkästään soveltamalla raja-arvoa itseraportointikyselyyn, kuten OGAS. Raja-arvon käyttö on ongelmallista, koska monet tutkimuksissa käytetyistä raja-arvoista on joskus valittu mielivaltaisesti eikä niitä ole validoitu asianmukaisesti kliinisessä ympäristössä. Viimeisenä, tutkimuksissa 1 – 3 arvioimme sekä PIU: ta että IGD: tä, mikä antaa mahdollisuuden tutkia edelleen molempien häiriöiden samankaltaisuuksia ja ainutlaatuisia ominaisuuksia.
Rajoituksiin sisältyvät pieni osallistujamäärä ryhmää kohden, erityisesti tutkimuksessa 2, ja osallistujien matala ikä. Siksi tulevissa tutkimuksissa tulisi tutkia edustavampia otoksia. Toiseksi ei sisällytetty vertailuryhmää liiallisista Internet-käyttäjistä, jotka eivät olleet WoW-pelaajia. Lisäksi tutkimuksen tulokset perustuvat korrelaatioanalyyseihin, joten syy-yhteyttä ei voida tulkita.
6. johtopäätös
Yhteenvetona voimme osoittaa, että PIU liittyy voimakkaasti miesten (WoW) pelaajien heikkoihin implisiittisiin oppimiskykyihin. Tämä havainto voitiin havaita kahdessa riippumattomassa näytteessä tässä tutkimuksessa. Lisäksi miesten WoW-pelaajien ryhmässä voidaan havaita hiukan heikompi yhteys WOW-SPUQ: n ja puutteellisen implisiittisen oppimisen välillä. Lisäksi korkeammat OGAS-pistemäärät liittyivät korkeampiin taipumuksiin riskinottoon käyttäytymisessä tutkimuksessa 3. Sukupuolispesifisiä vaikutuksia tutkimuksissa 1 ja 2 käsiteltiin edelleen tutkimuksessa.
Rahoituslähteiden rooli
Christian Montag sai Saksan tutkimuskeskuksen Heisenberg-apurahan (MO 2363 / 3-1). Lisäksi tätä tutkimusta rahoitetaan saksalaisen tutkimuksen säätiön myöntämällä Christian Montagille myöntämällä tutkimus- ja apupelillä Internet- ja tietokonepelariippuvuudesta (MO 2363 / 2-1). Saksan tutkimusrahastolla ei ollut roolia tutkimuksen suunnittelussa, tietojen keräämisessä, analysoinnissa tai tulkinnassa, käsikirjoituksen kirjoittamisessa tai päätöksessä toimittaa paperi julkaistavaksi.
Osallistujat
CM ja RS suunnittelivat tutkimuksen. RS, BL ja CM rekrytoivat ja testasivat osallistujia. RS suoritti analyysit ja kirjoitti käsikirjoituksen. BL tarkisti tilastolliset analyysit ja tarkisti käsikirjoituksen. SM ohjelmoi kokeelliset tehtävät (versiot 1 ja 2) ja antoi perusteellisen palautteen käsikirjoituksesta sen tarkistamisen jälkeen. MR tarkasteli käsikirjoituksia kriittisesti. Kaikki kirjoittajat ovat kirjoittaneet lopullisen käsikirjoituksen ja hyväksyneet sen.
Kiitokset
Kiitämme Ralf Reichertiä Turtle Entertainmentistä, joka antoi meille mahdollisuuden suorittaa kokeilumme GamesCom 2013 -tapahtumassa. Turtle Entertainment ei kuitenkaan saanut voittoa tai vaikuttanut tutkimuksen suorittamiseen.
Kiitämme myös kiittää Maximilian Sieberiä ja Otilia Pasnicua, jotka rekrytoivat ja testasivat 3-tutkimuksen osanottajia osana heidän opinnäytetöitään.
alaviitteet
1Käytämme koko tämän tutkielman ajan termiä Problematic Internet Use (PIU) Internet-riippuvuuden korvikkeena, koska DSM-5: llä ja ICD 10: lla ei tällä hetkellä ole virallista diagnoosia. Koska Internet Gaming Disorder (IGD) sisällytettiin DSM-5: n liitteeseen, tätä termiä käytetään online-peliriippuvuuden synonyyminä. Huomaa, että kaikki tutkimukset, joita tässä artikkelissa viitataan, eivät tutkineet IGD: tä DSM-5: ssä ehdotettujen kriteerien perusteella.
2Huomattakoon, että ”paholainen” -ruutua ei ollut ohjelmoitu näkymään sijaintiin 1, koska se olisi lopettanut nykyisen oikeudenkäynnin antamatta osallistujille mahdollisuutta valita, haluavatko he jatkaa avaamalla toisen ruudun.
Viitteet
- American Psychiatric Association. Psyykkisten häiriöiden diagnostiikka- ja tilastollinen käsikirja 5th ed., (Teksti rev., Haettu syyskuu 7th, 2016). http://www.dsm5.org/Pages/Default.aspx
- Bechara A., Dolan S., Denburg N., Hindes A., Anderson SW, Nathan PE. Päätöksenteon alijäämät, jotka liittyvät toimintahäiriöiseen ventromediaaliseen etukehän aivokuoreen, paljastuneet alkoholin ja piristeiden väärinkäyttäjissä. Neuropsychologia. 2001;39 (4): 376-389. [PubMed]
- Brand M., Labudda K., Markowitsch HJ Neuropsykologiset korrelaatiot päätöksenteossa epäselvissä ja riskialttiissa tilanteissa. Neuraaliverkot. 2006;19(8):1266–1276. [PubMed]
- Brand M., Young KS, Laier C., Wölfling K., Potenza MN Psykologisten ja neurobiologisten näkökohtien integrointi tiettyjen Internet-käyttöhäiriöiden kehittämiseen ja ylläpitoon: Henkilö-vaikutus-kognitio-toteutus (I-PACE) -mallin vuorovaikutus . Neurotiede ja biokäyttäytyminen. 2016;71: 252-266. [PubMed]
- Cao F., Su L., Liu T., Gao X. Impulsiivisuuden ja Internet-riippuvuuden välinen suhde näytteessä kiinalaisia murrosikäisiä. Eurooppalainen psykiatria. 2007;22 (7): 466-471. [PubMed]
- Davis RA Kognitiivis-käyttäytymismalli patologisesta Internetin käytöstä. Tietokoneet ihmisen käyttäytymisessä. 2001;17 (2): 187-195.
- Eisenegger C., Knoch D., Ebstein RP, Gianotti LR, Sándor PS, Fehr E. Dopamiinireseptorin D4-polymorfismi ennustaa L-DOPA: n vaikutuksen uhkapelien käyttäytymiseen. Biologinen psykiatria. 2010;67(8):702–706. [PubMed]
- Epstein S. Persoonallisuuden kognitiivinen kokemuksellinen itseteoria. Julkaisussa: Millon T., Lerner MJ, toimittajat. Psykologian käsikirja. 5th ed. Wiley; Hoboken: 2003. s. 159 – 184.
- Internetin live-tilastot tekevät Internetin käyttäjille maailmassa. 2016. http://www.internetlivestats.com/internet-users/ Haettu syyskuun 7th päivästä.
- Ko CH, Yen JY, Chen CC, Chen SH, Yen CF Sukupuolierot ja niihin liittyvät tekijät, jotka vaikuttavat verkkopelariippuvuuteen taiwanilaisten murrosikäisten keskuudessa. Lehti hermosto- ja mielisairauksista. 2005;193(4):273–277. (doi:00005053-200504000-00008 [pii]) [PubMed]
- Ko CH, Hsiao S., Liu G., Yen J., Yang M., Yen C. Internet-riippuvuudesta kärsivien korkeakouluopiskelijoiden päätöksenteon ominaispiirteet, mahdollisuus ottaa riskejä ja persoonallisuus. Psykiatriatutkimus. 2010;175(1):121–125. [PubMed]
- Kreek MJ, Nielsen DA, Butelman ER, LaForge KS Geneettiset vaikutukset impulsiviteettiin, riskinottoon, stressivasteeseen ja herkkyyteen huumeiden väärinkäytöstä ja riippuvuudesta. Luonnon neurotiede. 2005;8(11):1450–1457. [PubMed]
- Laier C., Pawlikowski M., Brand M. Seksuaalinen kuvankäsittely häiritsee päätöksentekoa epäselvyyden alla. Arkisto seksuaalisesta käyttäytymisestä. 2014;43(3):473–482. [PubMed]
- Lee HW, Choi J., Shin Y., Lee J., Jung HY, Kwon JS Impulsiviteetti Internet-riippuvuudessa: Vertailu patologiseen rahapelaamiseen. Kyberpsykologia, käyttäytyminen ja sosiaalinen verkostoituminen. 2012;15(7):373–377. [PubMed]
- Lejuez CW, Lue JP, Kahler CW, Richards JB, Ramsey SE, Stuart GL,… Ruskea RA Riskinarvioinnin käyttäytymismittarin arviointi: Ilmapalloanaloginen riskitehtävä (BART) Journal of Experimental Psychology: Applied. 2002;8(2):75–84. [PubMed]
- Lemmens JS, Valkenburg PM, Peter J. Nuorten peliriippuvuusasteikon kehittäminen ja validointi. Mediapsykologia. 2009;12(1):77–95.
- Miles J., Shevlin M. Sage; 2001. Regression ja korrelaation soveltaminen: Opas opiskelijoille ja tutkijoille.
- Moeller FG, Barratt ES, Dougherty DM, Schmitz JM, Swann AC Impulsiviteetin psykiatriset näkökohdat. American Journal of Psychiatry. 2001;158(11):1783–1793. [PubMed]
- Montag C., Bey K., Sha P., Li M., Chen Y., Liu W., Keiper J. Onko tarkoituksenmukaista erottaa yleinen ja tietty Internet-riippuvuus? Todisteet kulttuurienvälisestä tutkimuksesta Saksasta, Ruotsista, Taiwanista ja Kiinasta. Aasian ja Tyynenmeren psykiatria. 2015;7(1):20–26. [PubMed]
- Patton JH, Stanford MS Barratt-impulssivasteikon tekijärakenne. Journal of Clinical Psychology. 1995;51(6):768–774. [PubMed]
- Pawlikowski M., Brand M. Liiallinen Internet-pelaaminen ja päätöksenteko: Onko Warcraft-pelaajien liiallisella maailmassa ongelmia päätöksenteossa riskialttiissa olosuhteissa? Psykiatriatutkimus. 2011;188(3):428–433. [PubMed]
- Pawlikowski M., Altstötter-Gleich C., Brand M.Yongin Internet-riippuvuustestin lyhyen version validointi ja psykometriset ominaisuudet. Tietokoneet ihmisen käyttäytymisessä. 2013;29(3):1212–1223.
- Peters CS, Malesky LA, Jr.Massiivisten moninpelien online-roolipelien erittäin sitoutuneiden pelaajien ongelmallinen käyttö. Kyberpsykologia ja käyttäytyminen. 2008;11(4):481–484. [PubMed]
- Rumpf H., Meyer C., Kreuzer A., John U., Merkeerk G. Voi. 31. 2011. Prävalenz der internetabhängigkeit (PINTA). Bericht ja Das Bundesministerium Für Gesundheit. Greifswald Und Lyypekki. (12ff)
- Schiebener J., Brand M. Päätöksenteko objektiivisissa riskiolosuhteissa - katsaus kognitiivisiin ja emotionaalisiin korrelaatioihin, strategioihin, palautteen käsittelyyn ja ulkoisiin vaikutuksiin. Neuropsykologian katsaus. 2015;25(2):171–198. [PubMed]
- Schoenbaum G., Roesch MR, Stalnaker TA Orbitofrontal cortex, päätöksenteko ja huumeriippuvuus. Neurotieteiden suuntaukset. 2006;29(2):116–124. [PubMed]
- Schönbrodt FD, Gerstenberg FX motiivikyselyjen IRT-analyysi: Yhtenäiset motiiviasteikot. Persoonallisuustutkimuslehti. 2012;46(6):725–742.
- Siedler T., Schupp J., Spiess CK, Wagner GG Saksan sosioekonominen paneeli vertailutietona. Schmollers Jahrbuch. 2008;129(2):367–374.
- Stanford MS, Mathias CW, Dougherty DM, Lake SL, Anderson NE, Patton JH Viisikymmentä vuotta Barratt-impulssivasteikosta: Päivitys ja katsaus. Persoonallisuus ja yksilölliset erot. 2009;47(5):385–395.
- Sun D., Chen Z., Ma N., Zhang X., Fu X., Zhang D. Päätöksenteko ja ennakoiva vasteen estäminen toimivat liiallisissa Internet-käyttäjissä. CNS-spektrit. 2009;14(02):75–81. [PubMed]
- Tao R., Huang X., Wang J., Zhang H., Zhang Y., Li M. Ehdotetut diagnoosikriteerit Internet-riippuvuudelle. Riippuvuus. 2010;105(3):556–564. [PubMed]
- Yao Y., Chen P., Chen C., Wang L., Zhang J., Xue G.,… Fang X. Palautteen käyttämättä jättäminen aiheuttaa päätöksenteon puutteita liiallisissa Internet-pelaajissa. Psykiatriatutkimus. 2014;219(3):583–588. [PubMed]
- Yao YW, Wang LJ, Yip SW, Chen PR, Li S., Xu J.,… Fang XY Riskeissä oleva heikentynyt päätöksenteko liittyy pelikohtaisiin inhibitiovajeisiin yliopisto-opiskelijoiden keskuudessa, joilla on Internet-pelihäiriö. Psykiatriatutkimus. 2015;229(1):302–309. [PubMed]
- Nuori KS: n tietokonekäytön psykologia: XL. Internetin riippuvuutta aiheuttava käyttö: tapaus, joka rikkoo stereotypian. Psykologiset raportit. 1996;79(3):899–902. [PubMed]
- Nuori KS John Wiley & Sons; 1998. Siepattu verkkoon: Kuinka tunnistaa Internet-riippuvuuden merkit - ja menestyvä strategia toipumiselle.
- Nuori KS Internet -riippuvuus: Uuden kliinisen häiriön ilmaantuminen. Kyberpsykologia ja käyttäytyminen. 1998;1(3):237–244.
;
