Addict Behav Rep. 2017 június; 5: 19 – 28.
Megjelent online 2017 Feb 7. doi: 10.1016 / j.abrep.2017.02.002
PMCID: PMC5800554
PMID: 29450224
Rayna Sariyska,a,⁎ Bernd Lachmann,a Sebastian Markett,b,c Martin Reuter,b,c és a Christian Montaga,d
1. Bevezetés
Az Internet világszerte sok ember mindennapi életében megtalálta az utat, amely egyszerű módszert kínál az információk gyűjtésére és a szórakozás fogyasztására. Az egyre növekvő számú internethasználóval, amely a világ népességének csaknem 50% -át teszi ki (elérhető az 07.09.16 webhelyen. http://www.internetlivestats.com/internet-users/), a problémás internethasználatról (PIU) szóló jelentések száma növekszik. Egy németországi reprezentatív tanulmányban (N = 15,024 XNUMX résztvevő) Rumpf, Meyer, Kreuzer, John és Merkeerk (2011) 1.5% -os prevalenciát mutatott az internetes függőségben, a fiatalabb felhasználók nagyobb arányban (4% a 14–16 évesek körében). Első próbálkozás a PIU meghatározására és diagnosztizálására1 a Kimberly Young készítette az 1998 évben (lásd még az első esetjelentést a Fiatal, 1996). Azóta számos tesztet és szűrőeszközt fejlesztettek ki (pl Fiatal, 1998b, Fiatal, 1998a, Tao és munkatársai, 2010), hogy kiszámítsák a prevalenciát a különböző populációkban és hatékony kezelést biztosítsanak a betegek számára. A PIU szisztológiai osztályozása azonban továbbra sem létezik. Az online szerencsejáték-függőség kutatása úgy tűnik, hogy egy lépéssel előre, mivel a közelmúltban az Internet Gaming Disorder-t (IGD) beillesztették a DSM-5 III. Szakaszába, ezáltal további vizsgálatokat ösztönözve, mielőtt formális rendellenességnek tekintik őket (Amerikai Pszichiátriai Társaság). Az IGD a PIU sajátos formájának tekinthető, amely csak kis részben átfedésben van a fentiekben ismertetett általánosított formájú PIU-val (pl. Davis, 2001, Montag és munkatársai, 2015).
1.1. PIU és implicit tanulás / döntéshozatal
Számos tanulmányban kimutatták a döntéshozatal hiányát, amelyben anyag- és magatartási függőséggel küzdő betegeket vizsgáltak (pl Bechara és munkatársai, 2001, Schoenbaum és munkatársai, 2006). A PIU és a viselkedés / anyagfüggőség fogalmainak hasonlóságai miatt (Fiatal, 1998a), a döntéshozatal témája szintén fontos, hogy jobban megértsük a túlzott internethasználat jellegét. A döntéshozatal értékelésekor különbséget tettek a kétértelműség és a veszélyeztetett döntéshozatal között (Brand és mtsai., 2006, Schiebener és márka, 2015). Míg a kétértelmű döntéshozatal során a nyereségekre és veszteségekre vonatkozó szabályokat és a különféle kimenetelek valószínűségét nem magyarázza meg kifejezetten (pl. Az IOWA Szerencsejáték Feladat (IGT) első kísérleteivel mérve), a kockázattal járó döntéshozatal során a lehetséges következményekkel, és a nyereségek és veszteségek valószínűsége elérhető vagy kiszámítható (pl. a Dice Game feladattal vagy a GDT-vel mérve) (Brand és mtsai., 2006, Schiebener és márka, 2015). Ezen differenciálás és a döntéshozatali folyamat kettős folyamata alapján (pl Epstein, 2003), Schiebener és márka (2015) elméleti modellt javasolt a kockázat alá eső döntéshozatal megmagyarázására. Ebben a modellben a végrehajtó funkciók szerepe kiemelésre kerül, mint a kockázatnak kitett döntéshozatal szempontjából releváns kulcs, de nem a kétértelműség alá eső döntéshozatal szempontjából. Az érzelmi jutalom és a büntetés állítólag a döntéshozatal mindkét formáját kíséri. Így mind a reflektáló folyamatok (kogníció által vezérelt), mind az impulzív folyamatok (az érzelmi jutalom és a büntetés előrejelzése által indukálva) bevonhatók a döntéshozatali folyamatokba objektív kockázati feltételek mellett (Schiebener & Brand, 2015). Ezenkívül olyan tényezőket javasoltak, mint például a döntési helyzetről, az egyéni tulajdonságokról és a helyzet által kiváltott állapotokról, valamint a külső befolyásokról, hogy moduláló hatással legyenek a döntéshozatalra (Schiebener & Brand, 2015).
Az Internet - függőség vonatkozásában új elméleti keretet javasolt Márka, Young, Laier, Wölfling és Potenza (2016), amelyet személy-befolyásoló-megismerési-végrehajtási interakciónak (I-PACE) hívnak, ahol a végrehajtó funkciók károsodását és a gátló ellenőrzést szintén kiemelték, amelyek relevánsak a PIU fejlődésében. E modell szerint a speciális internethasználati rendellenességek kifejlesztése és fenntartása alapját képezik a predisponáló tényezők (pl. Személyiség és pszichopatológia), a moderátorok (pl. Diszfunkcionális megküzdési stílus és az internet várhatóságai), valamint a mediátorok (pl. Az situációs jelek érzelmi és kognitív reakciói). Ezek az összetett interakciók, amelyek kielégítését és pozitív megerősödését tapasztalják az internet bizonyos tulajdonságainak felhasználása, valamint a csökkent végrehajtói funkciók és a gátló ellenőrzés következtében, egy speciális internethasználati rendellenességet eredményezhetnek.
Eddig néhány empirikus vizsgálatot végeztek a PIU, gátló kontroll és döntéshozatal összefüggésében. Legtöbbjük összhangban áll a fent említett elméleti kerettel Brand és mtsai. (2016). Sun és munkatársai. (2009) például arról számoltak be, hogy a túlzott internetfelhasználóknál a szerencsejáték-feladat rosszabb teljesítményt mutat, és a kontroll résztvevőkhez képest lassabb a sikeres stratégia választása. Egy újabb tanulmányban Pawlikowski és Brand (2011) számolt be arról, hogy a GDT-ben csökkent a döntéshozatali képesség a túlzott World of Warcraft (WoW) játékosok csoportjában, mint a kontroll résztvevői. Yao et al. (2015) használta a Go / NoGo feladat módosított változatát (ahol a játékkal kapcsolatos ingereket a semleges ingerek mellett alkalmazták), és beszámolt arról, hogy az IGD-s betegekben csökkent a gátló kontroll a kontroll résztvevőkkel összehasonlítva. Laier, Pawlikowski és Brand (2014) hasonló eredményeket talált az IGT módosított változatával, amikor pornográf és semleges képeket használt az előnyös és / vagy hátrányos kártyákba. Itt a férfi résztvevők hiányos döntéshozatalt mutattak ki olyan kísérletekben, ahol a pornográf képeket hátrányos kártyacsomagokkal társították. Ugyanakkor vegyes eredményeket jelentettek a döntéshozatal során a PIU vagy IGD kapcsán is. Egy tanulmányban Ko et al. (2010) Például az internetes függőséggel rendelkező résztvevők jobb döntést hoztak, az IGT-vel mérve, mint a kontroll résztvevők. A Yao et al. (2015) a fentiekben már említettük, az egészséges és az IGD-s betegek között nem volt különbség az IGT-vel történő döntéshozatalban. Ezen egymásnak ellentmondó eredmények szétválasztásához további tanulmányokra van szükség, amelyek megvizsgálják a lehetséges zavaró változókat. Az egyik változót a jelen tanulmány később ismerteti.
1.2. PIU, kockázatvállalás és impulzivitás
A PIU mint impulzusszabályozó rendellenesség kezdeti jellemzése miatt számos tanulmányt készítettek a PIU feltárására az impulzivitás és a kockázatvállalás összefüggésében. Cao, Su, Liu és Gao (2007) és a Lee és mtsai. (2012) kimutatták, hogy a PIU pozitív kapcsolatban áll a vonásimpulzivitással, a Barratt Impulzivitás skálával (BIS-11) mérve. Az elméleti keret szempontjából Brand és mtsai. (2016)A fentebb már bevezetett módon az impulzivitást említik a személyiségfaktorok között, amelyek a legstabilabb asszociációkat mutatnak a PIU-val, így azt javasolják, hogy az egyik olyan tényező legyen, amely befolyásolja annak fejlődését és fenntartását. Általánosságban véve az impulzivitást úgy jellemezzük, mint „hajlandóság a belső, külső ingerekre gyakorolt gyors, nem tervezett reakciók felé, tekintet nélkül ezeknek a reakcióknak az impulzív egyénekre vagy másokra gyakorolt negatív következményeire” (Moeller, Barratt, Dougherty, Schmitz és Swann, 2001; o. 1784). A kapcsolódó kockázatvállalás fogalmát úgy kell meghatározni, mint „bizonytalanság mellett, velejáró negatív következményekkel vagy anélkül, valamint megbízható készenléti tervek nélkül végzett viselkedés” (Kreek, Nielsen, Butelman és LaForge, 2005; o. 1453). Ko et al. (2010) alkalmazta a Balloon Analog Risk Task (Lejuez és munkatársai, 2002) a kockázatvállalás mérésére, de nem talált szignifikáns kapcsolatot a PIU-val. Ebben a tanulmányban ismét megvizsgáljuk ezeket az összefüggéseket, mindkettő önjelentés alkalmazásával, valamint az impulzivitás / kockázatvállalás kísérleti intézkedéseivel együtt.
1.3. A nemek szerepe a PIU / IGD-ben
Egy másik fontos kérdés az internetes függőség kapcsán az internet sajátos jellemzőinek (pl. Online vásárlás, online játékok) előnyben részesítése, nemtől függően. Egy reprezentatív németországi tanulmány kimutatta, hogy a 77.1–14 éves internetfüggő nők 24% -a használja a közösségi oldalakat, míg az azonos korú férfiak 64,8% -a (Rumpf és munkatársai, 2011). Ugyanebben a tanulmányban a 7.2 és 14 év közötti internetfüggő nők 24% -a számolt be arról, hogy online videojátékokhoz használja az internetet, míg az azonos korú férfiak 33.6% -a (Rumpf és munkatársai, 2011). Így úgy tűnik, hogy az IGD vonatkozásában a férfi résztvevők nagyobb preferenciát mutatnak az online szerencsejátékokhoz képest, mint a női résztvevők, és arról számoltak, hogy nagyobb kockázatnak vannak kitéve az IGD kialakulásának. Ráadásul, Ko, Yen, Chen, Chen és Yen (2005) megfigyelték, hogy az idõsebb életkor, az alacsonyabb önértékelés és az alacsonyabb napi élettel való elégedettség a férfiak súlyosabb súlyos rendellenességével jár, de a nôk nem. Ezen eredmények ellenére még mindig van néhány tanulmány, amelyek szisztematikusan tekintik a résztvevők nemét moderátor / közvetítő változónak a PIU összefüggésében. Lehetséges azonban, hogy ezek a különbségek bizonyos ellentétes eredményeket eredményeznek a területen, ezért a következő tanulmányokban ezeket figyelembe veszik.
Kutatási projektünk célja az volt, hogy megvizsgáljuk a PIU, valamint az IGD és az implicit tanulás közötti kapcsolatot az IGD-re hajlamos férfi résztvevők csoportjában (1 tanulmány). Az 2 tanulmányban arra törekedtünk, hogy ezeket az eredményeket megismételjük, összehasonlítva az egészséges résztvevőket és a túlzott WoW-lejátszókat a nemek figyelembevételével. Az 3 vizsgálat célja a PIU, az IGD és az impulzivitás / kockázatvállalás (önjelentés és kísérleti adatok) kapcsolatának feltárása egészséges résztvevőkben.
A fent említett irodalom alapján az alábbi hipotéziseket fogalmaztuk meg:
Negatív asszociációkat várunk a PIU / IGD és az implicit tanulási képességek között (1 tanulmány).
Negatív asszociációkat várunk a PIU / IGD és az implicit tanulási képességek között (2 tanulmány). Arra számítunk, hogy ez a negatív társulás a legerősebb a férfi WoW játékosok körében.
Pozitív asszociációkra számítunk a PIU / IGD és az önjelentés, valamint az impulzivitás / kockázatvállalás kísérleti mérései között egészséges résztvevőkben (3 tanulmány).
2. Tanulmány 1
2.1. Mód
2.1.1. résztvevők
N = 107 résztvevő (99 férfi, 8 nő, életkor M = 19.52, SD = 3.57) a németországi „Gamescom 2013” -on, a világ legnagyobb játékeseményén vettek fel. Mivel azonban a jelen mintában a női résztvevők nagyon alacsony száma (n = 8) és a fenti nemek közötti különbségek az IGD összefüggésében (pl Rumpf és munkatársai, 2011) kizártuk a nőket a vizsgálat további elemzéseiből. A hiányzó adatokkal rendelkező résztvevők kizárása után a minta eredményt adott n = 79 férfi résztvevő (életkor M = 19.81, SD = 3.62). Iskolai végzettségüket tekintve 8.9% -uk egyetemi vagy politechnikai végzettséggel, további 40.5% -uk A-szintű vagy szakképző érettségivel, 26.6% -uk pedig középiskolai végzettséggel vagy középiskolai modern iskolai végzettséggel rendelkezik, míg 24% -uk nem rendelkezik iskolai végzettséggel.
2.1.2. intézkedések
A résztvevők válaszoltak életkoruk, nemük és iskolai végzettségük kérdéseire, kitöltve az internetes függőségi teszt (s-IAT, Pawlikowski, Altstötter-Gleich és Brand, 2013; A Cronbach-féle alfa a jelen mintában 0.70 volt, 12 Likert-skálázott elemet tartalmazott (1 = soha nem 5-ig = nagyon gyakran) és az Online Game Addiction Scale-t (OGAS, a Gaming Addiction Scale módosított változata) Lemmens, Valkenburg és Peter, 2009, ahol minden elemhez hozzáadták az „online” szót; A Cronbach-féle alfa a jelen mintában 0.66 volt, 7 tételből állt, 1 = soha és 5 = nagyon gyakran. Ezenkívül a résztvevők értékelték számítógépes játékélményüket (pl. „Hány éve játszol számítógépes játékokat?” Vagy „Hetente átlagosan hány órát játszol online számítógépes játékokat?”). A kockázatvállalás önértékelési intézkedését alkalmazták, egy elemet tartalmazva az általános kockázatvállalási tendenciákról („Hogyan jellemezné magát 0-tól (egyáltalán nem hajlandó kockázatot vállalni) 10-ig (teljesen hajlandó kockázatot vállalni)?” ); Német társadalmi-ökonimikus testület (SOEP; Siedler, Schupp, Spiess és Wagner, 2008). Egy enyhén kiigazított kísérleti feladatot („Ördög mellkasa”) használtunk, amelyet egy tanulmánya épített be Eisenegger et al. (2010), az implicit tanulás mérése érdekében. Az összes 36-kísérletnél tíz képet mutattunk be a számítógép képernyőjén zárt fadobozokból. A dobozokat egy sorba rendezték, és a résztvevőknek lehetősége nyílt arra, hogy később egy bal oldaltól jobbra kiválasztott számú dobozt nyissanak meg. A résztvevőket arra utasították, hogy a dobozok közül kilenc tartalmaz virtuális pénzjutalmat (5 cent), az egyik pedig „ördög”. Ha a résztvevők csak egy jutalomdobozt nyittak meg egy adott próba során, akkor a következő próbamenetre jutottak el a jutalom összegének megszerzésével. Ha kinyitottak egy dobozt, amely tartalmazza az ördögöt, a többi doboz között, mindent elvesztettek a jelenlegi tárgyalás során. Az ördög közelgő pozícióját randomizáltuk az 36 vizsgálatok között, de az 2-től az 10-ig terjedő minden pozíción megjelent.2 pontosan négyszer. Noha ezt a résztvevők nem említették meg, a magasabb kognitív képességekkel rendelkező résztvevők hallgatólagosan megérthetik ezt a szabályt, és a kísérlet során megtanulhatták, hogy jobban teljesítsenek. A kísérlet végéig elért összes pénzbeli jutalmat „GAIN” -nek nevezzük, és azt az implicit tanulás mérésére használjuk. A kísérleti beállítást a Ábra 1.
Az ördög ládájának kísérleti felállítása - a ládának az ördöggel való kinyitása oda vezetett, hogy az adott tárgyalás összes összegyűjtött érméjét elveszítette.
2.1.3. eljárás
Az összes, csak angol nyelven elérhető kérdőívet saját munkacsoportunk fordította németre. A résztvevők először kitöltötték a kérdőíveket, majd kitöltették az Ördög mellkas kísérletét. Felhívjuk figyelmét, hogy az 1. vizsgálat résztvevői nem kaptak pénzbeli jutalmat a kísérlet befejezése után, és erről a tényt a kísérlet befejezése előtt tájékoztatták.
2.1.4. statisztikai elemzések
A következő elemzésekhez az adatok normalitását a hüvelykujjszabály alkalmazásával megvizsgáltuk Miles és Shevlin (2001; 74. Oldal), figyelembe véve a vizsgált változók ferdeségét. A korrelációs elemzéseket az adatok megoszlásától függően Pearson vagy Spearman korrelációival számoltuk, és szignifikanciauk további teszteléséhez minden korrelációs együtthatóhoz kiszámítottuk a bootstrap torzítással korrigált és gyorsított konfidencia intervallumokat (BCa 95% konfidencia intervallumok). Ismételt mértékek Az ANOVA-t az implicit tanulási hatások tesztelésére használták, amikor összehasonlították az első 18 vizsgálat nyereségét a kísérlet utolsó 18 kísérletének nyereségével.
2.1.5. Etika
A kutatási projektet (1, 2 és 3 tanulmányok) a Bonn Egyetem Helyi Etikai Bizottsága hagyta jóvá, Bonn, Németország. Valamennyi alany tájékozott hozzájárulást adott a vizsgálat befejezése előtt.
2.2. Eredmények
A vizsgált változók eszközeit és szórásait a Táblázat 1.
Táblázat 1
Átlagos, szórás (SD) és a lehetséges / tényleges tartomány a játékélményt (év), online játékórákat hetente, s-IAT, OGAS, GAIN és a kockázatvállalást (önjelentés).
| Jelenteni | SD | Lehetséges tartomány | Tényleges tartomány | |
|---|---|---|---|---|
| Játéktudás (év) | 11.09 | 4.31 | - | 3-24 |
| Online játékórák hetente | 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 |
| Kockázatvállalás (önjelentés) | 6.77 | 1.89 | 0-10 | 3-10 |
N = 79, kockázatvállalás (önbevallás) n = 64.
2.2.1. Korrelációs elemzések
Csak a GAIN változó nem volt normálisan elosztva. A résztvevők életkora pozitívan korrelált a GAIN-val (ρ = 0.27, p <0.05). Ezenkívül a GAIN negatív korrelációt mutatott az s-IAT ponttal (ρ = - 0.26, p <0.05). Ezen felül kiszámítottuk a GAIN és az s-IAT pontszám részleges korrelációit az életkor ellenőrzésére. Az összefüggés továbbra is jelentős (r = - 0.28, p <0.05). A GAIN és az OGAS pontszám közötti negatív korreláció marginálisan nem érte el a szignifikanciát (ρ = - 0.20, p = 0.073), és az életkor kontrollja után sem maradt szignifikáns (r = - 0.12, p = 0.292). Minden szignifikáns összefüggés szignifikáns maradt a BCa 95% -os konfidencia intervallumainak ellenőrzése után. Lásd Táblázat 2 az eredmények áttekintése.
Táblázat 2
Összefüggések az „Ördög mellkasa” kísérlet GAIN-ja, az s-IAT, az OGAS-pontszám és a kockázatvállalás között (önjelentés).
| GAIN | s-IAT | OGAS | kockázatvállalás (önjelentés) | |
|---|---|---|---|---|
| GAIN | 1 | |||
| s-IAT | - 0.264⁎ | 1 | ||
| OGAS | - 0.203 | 0.511⁎⁎ | 1 | |
| kockázatvállalás (önjelentés) | 0.148 | 0.129 | 0.187 | 1 |
N = 79, kockázatvállalás (önjelentés) n = 64; A Spearman-összefüggéseket a kurzív.
2.2.2. Az „Ördög mellkasa” kísérlet manipulációjának ellenőrzése az implicit tanulás mértékeként
Az ANOVA ismételt mérések eredményei szignifikáns különbséget mutattak a GAIN között a kísérlet első 18 kísérleteiben, összehasonlítva az utolsó 18 vizsgálatokkal (F(1,78) = 17.303, p <0.01), ami azt mutatja, hogy a résztvevők több pénzt nyertek a kísérlet második részében (M1 = 192.34 és M2 = 221.27) (lásd Ábra 2).
A GAIN eszköze és standard hibája az első 18 kísérletben, szemben az „Ördög mellkasa” kísérlet utolsó 18 kísérletének GAIN-jával. MU = pénzegységek.
2.3. Vita
Összegezve, amint azt hipotéziseink javasolják, az 1 tanulmányban az internetfüggőséghez a hiányos implicit tanulási képességeket társítottuk. Ez az eredmény további bizonyítékokat szolgáltat a rossz döntéshozatal szerepéről a PIU összefüggésében (pl Brand és mtsai., 2016). Az IGD-vel való kapcsolat ugyanabban az irányban volt, azonban nem érte el a jelentőségét. Ez magyarázható az OGAS skála viszonylag kis mintázatával és / vagy az OGAS skála viszonylag alacsony belső konzisztenciájával (0.66) ebben a tanulmányban. Az 2 vizsgálatot végezték ezeknek a kapcsolatoknak a további vizsgálata érdekében, valamint az eredmények összehasonlítása a férfi és női résztvevők, valamint a játékosok és a nem játékosok között.
3. Tanulmány 2
A második vizsgálat célja az 1. vizsgálat eredményeinek megismétlése volt, a World of Warcraft (WoW) játékosainak és a kontroll résztvevõinek mintájának felhasználásával, akik naivak voltak a WoW-val szemben. Tekintettel arra, hogy az s-IAT és a GAIN közötti összefüggés, mint az implicit tanulás mértéke, megfigyelhető volt az IGD iránti hajlamú férfi résztvevőknél, arra voltunk kíváncsiak, hogy az 1. vizsgálat eredményei megismétlődjenek, különösen a férfi WoW játékosok esetében.
3.1. Mód
3.1.1. résztvevők
A WoW játékosai és a kontroll résztvevői részt vettek a vizsgálatban. A WoW játékosokat a következő kritériumok alapján toborozták: WoW játékélmény legalább két évig. Kizárási kritériumként a WoW-től eltérő játékokat játszottak hetente több mint 7 órán keresztül, azonban a többi játékban tapasztalattal nem rendelkező résztvevőket előnyösen toborozták. A kontroll személyeknek WoW-naivnak kellett lenniük, ezért korábban nem volt tapasztalatuk a játékról. A résztvevők mindkét csoportjának kizárási kritériumai a látásromlás, az olvasás és az írás nehézségei, a dyschromatopsia, az agyrázkódás, a hosszú távú gyógyszeres kezelés, a neurológiai és pszichiátriai betegségek, a halláskárosodás és a magas szerhasználat volt. A minta alapos ellenőrzése után kizártunk egy résztvevőt étkezési rendellenességek és napi kannabiszfogyasztás miatt, egy résztvevőt neurológiai és pszichiátriai rendellenességek miatt, egy résztvevőt pedig a kontrollcsoportból a sIAT és OGAS extrém értékei miatt, valamint hiányzó adatokat , amelynek eredményeként n = 77 kontroll résztvevő (39 férfi) és n = 44 WoW játékos (28 férfi). 6.5% (n = 5) a kontroll résztvevõi jelentették az online szerepjátékok alkalmi használatát (<3 órás játék hetente) és 23.4% -át (n = 18) az Ego-shooter játékok alkalmi használata (<1 óra játék hetente). A teljes minta átlagéletkora M = 23.70 (SD = 3.93). Iskolai végzettségüket tekintve 10.7% -uk egyetemi végzettséggel, további 85.9% -uk A-szintű vagy szakmai érettségi bizonyítvánnyal, 2.5% -uk pedig középfokú érettségivel vagy modern középiskolai végzettséggel rendelkezik. Egy személy (0.9%) nem válaszolt az oktatással kapcsolatos kérdésekre.
3.1.2. intézkedések
Itt ismét az s-IAT (Pawlikowski és munkatársai, 2013; A Cronbach-féle alfa a jelen mintában 0.76 volt), OGAS (a GAS módosítása Lemmens és munkatársai, 2009; A Cronbach-féle Alpha a jelen mintában 0.88 volt), és értékelték a számítógépes játékélményt. Ezenkívül a World of Warcraft specifikus problematikus használat-elkötelezettség kérdőív (WoW-SPUQ), amely 27 elemből áll, 1 = "teljesen nem értek" és 7 = "teljesen egyetértek" skálán értékeltek (Peters & Malesky, 2008; A Cronbach-féle alfa a jelen mintában 0.89 volt) csak a WoW csoport töltötte ki. Sőt, a Barratt impulzivitási skála (BIS-11; Patton és Stanford, 1995; A Cronbach-féle alfa a jelen mintában 0.85 volt) az impulzivitás mértékeként adták be (30 elemet pontoznak egy skálán, 1 = "ritkán / soha" és 4 = "szinte mindig / mindig" között). Ezzel a skálával három másodrendű tényező értékelhető: a figyelmi impulzivitás a figyelem vagy a koncentrálás képtelenségének minősül; a motoros impulzivitás magában foglalja a gondolkodás nélküli cselekvést, míg a nem-tervezési impulzivitás a „jövő” vagy az előre gondolkodás hiányát jelenti (Stanford és munkatársai, 2009). A jelen vizsgálatban az alskálák belső konzisztenciája az 0.73, az 0.69 és az 0.69 volt.
3.1.3. eljárás
A résztvevők egy nagy longitudinális vizsgálatban vettek részt, hogy megvizsgálják a pszichológiai változók melletti biológiai tényezőket és azok szerepét az IGD-ben. A jelen tanulmányhoz csak az első mérési pont adatait használták fel az 1. vizsgálat eredményeinek tesztelésére és megismétlésére (az Ördög mellkasának kísérletének második befejezése (T2) nyilvánvalóan nem hasonlítható össze azzal, hogy naiv vele, mint az 1. vizsgálatban. ). A kérdőíveket és a kísérletet ugyanabban a sorrendben töltöttük ki, mint az 1. vizsgálatban. Az 1. vizsgálathoz képest azonban a 2. vizsgálatban a résztvevők kifizették azt a pénzösszeget, amelyet az „Ördög láda” kísérlet során nyertek, és erről tájékoztatták őket. a kísérlet befejezése előtt.
3.1.4. statisztikai elemzések
Az adatok értékelését az 1 vizsgálatához hasonlóan végeztük.
3.2. Eredmények
Az OGAS pontszáma és a heti online játékórák normálisan nem oszlanak meg a férfi és női kontroll résztvevők csoportjaiban. Ezenkívül az s-IAT pontszám és életkor nem normálisan oszlottak meg a nők kontrollcsoportjában. A GAIN és az s-IAT pontszám közötti korrelációt a hím WoW játékosok csoportjában egyoldalúan vizsgálták, az 1 vizsgálat eredményei alapján.
A kontrollos résztvevők és a WoW játékosok leíró statisztikája a következőkben kerül bemutatásra Táblázat 3. Itt a férfi és női kontroll résztvevők szignifikánsan alacsonyabb játékélményt, heti online játékórákat és OGAS pontszámokat mutattak, mint a férfi és női WoW játékosok (lásd: Táblázat 3). Sőt, a nők WoW-játékosai szignifikánsan magasabb pontszámokat mutattak az s-IAT-on, mint a nők kontroll-résztvevői. Az összes többi változó nem különbözött szignifikánsan a kontroll résztvevői és a WoW játékosok között.
Táblázat 3
Eszközök, szórások (SD), lehetséges / tényleges tartomány, t-/U érték és szignifikancia (p) a kontroll résztvevői és a WoW csoport közti különbségekhez a játékélmény (év), online játékórák heti, GAIN, s-IAT, OGAS, WoW-SPUQ és BIS-11 változók esetén.
| Ellenőrző csoport | WoW játékosok | Lehetséges tartomány | Tényleges tartomány | t-/U érték | p | |||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Jelenteni | SD | Jelenteni | SD | |||||
| Férfi résztvevők | ||||||||
| Játéktudás (év) | 9.49 | 6.81 | 14.29 | 4.85 | - | 0-22 / 6 25- | - 3.369 | 0.001 |
| Online játékórák hetente | 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 összesen | 65.00 | 13.39 | 64.63 | 8.94 | 30-120 | 40-99 / 53 90- | 0.125 | 0.901 |
| BIS-11 figyelem | 17.13 | 4.95 | 16.57 | 2.85 | 8-32 | 8-30 / 12 21- | 0.579 | 0.565 |
| BIS-11 motor | 23.16 | 4.81 | 22.43 | 3.66 | 11-44 | 14-35 / 16 33- | 0.671 | 0.504 |
| BIS-11 nem tervezés | 24.71 | 5.32 | 25.74 | 4.77 | 11-44 | 14-40 / 16 40- | - 0.803 | 0.425 |
| Női résztvevők | ||||||||
| Játéktudás (év) | 3.86 | 5.76 | 11.50 | 5.29 | - | 0-15 / 1 20- | - 4.557 | <0.001 |
| Online játékórák hetente | 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 összesen | 61.25 | 9.14 | 61.73 | 6.16 | 30-120 | 37-87 / 53 77- | - 0.187 | 0.852 |
| BIS-11 figyelem | 16.61 | 3.55 | 17.06 | 3.38 | 8-32 | 10-25 / 10 22- | - 0.438 | 0.663 |
| BIS-11 motor | 21.08 | 3.93 | 21.80 | 3.97 | 11-44 | 12-31 / 17 29- | - 0.592 | 0.557 |
| BIS-11 nem tervezés | 23.97 | 4.16 | 23.31 | 2.70 | 11-44 | 13-35 / 17 27- | 0.584 | 0.562 |
Megjegyzés: Mann-Whitney-U-tesztet végeztünk a nem normálisan eloszlott változók átlagainak összehasonlítására. Az eredményeket dőlt betűvel látjuk el a táblázatban.
3.2.1. Korrelációs elemzések
A férfi vagy női kontrollcsoportban a résztvevők életkora nem volt szignifikáns korrelációban a GAIN, az s-IAT vagy az OGAS pontszámmal. Az összes többi összefüggést a Táblázat 4. Itt a GAIN nem volt szignifikánsan összekapcsolva sem az s-IAT, sem a férfi és női résztvevők OGAS pontszámával. Ezenkívül az s-IAT pontszám pozitív kapcsolatban volt a BIS-11 alskálájú figyelmi impulzív képességgel a férfiak kontroll résztvevőiben. Minden lényeges összefüggés a Táblázat 4 szignifikáns maradt a BCa 95% konfidencia intervallumok ellenőrzése után.
Táblázat 4
Spearman és Pearson összefüggések a GAIN, s-IAT, OGAS és BIS-11 változók esetében a kontroll résztvevők csoportjára, férfiak és nők szerint felosztva.
| GAIN | s-IAT | OGAS | BIS-11 összesen | BIS-11 figyelem | BIS-11 motor | |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Férfi résztvevők | ||||||
| GAIN | 1 | |||||
| s-IAT | - 0.053 | 1 | ||||
| OGAS | 0.238 | 0.139 | 1 | |||
| BIS-11 összesen | 0.020 | 0.248 | 0.349⁎ | 1 | ||
| BIS-11 figyelem | 0.109 | 0.426⁎⁎ | 0.301 | 0.866⁎⁎ | 1 | |
| BIS-11 motor | - 0.064 | 0.094 | 0.338⁎ | 0.843⁎⁎ | 0.612⁎⁎ | 1 |
| BIS-11 nem tervezés | 0.095 | 0.143 | 0.198 | 0.906⁎⁎ | 0.707⁎⁎ | 0.660⁎⁎ |
| Női résztvevők | ||||||
| GAIN | 1 | |||||
| s-IAT | 0.118 | 1 | ||||
| OGAS | - 0.088 | 0.257 | 1 | |||
| BIS-11 összesen | - 0.139 | 0.232 | 0.156 | 1 | ||
| BIS-11 figyelem | 0.161 | 0.282 | - 0.022 | 0.749⁎⁎ | 1 | |
| BIS-11 motor | - 0.219 | 0.201 | 0.292 | 0.764⁎⁎ | 0.312 | 1 |
| BIS-11 nem tervezés | - 0.138 | 0.118 | - 0.119 | 0.868⁎⁎ | 0.531⁎⁎ | 0.478⁎⁎ |
A Spearman korrelációkat a kurzív.
n (hím) = 39, n (hím, BIS-11) = 38, n (nőstény) = 38, n (nőstény, BIS-11) = 36.
A férfi és női WoW játékosok esetében az életkor nem volt szignifikáns korrelációban a GAIN, s-IAT, OGAS vagy a WoW-SPUQ pontszámmal. Az összes többi összefüggést a Táblázat 5. Itt a GAIN negatív kapcsolatban volt az s-IAT-vel, valamint a WoW-SPUQ pontszámmal csak a férfi WoW-játékosok csoportjában. Ezek a korrelációk azonban csak a szignifikancia irányába mutattak tendenciát (r = - 0.30, p = 0.063, egyoldalú teszt és r = - 0.313, p = 0.104, kétfarkú teszt). Minden szignifikáns összefüggés szignifikáns maradt a BCa 95% -os konfidencia intervallumainak ellenőrzése után.
Táblázat 5
Spearman és Pearson összefüggések a GAIN, s-IAT, OGAS, a WoW-SPUQ pontszám és a BIS-11 változók esetében a WoW játékosok csoportjára, férfiak és nők szerint felosztva.
| GAIN | s-IAT | OGAS | Azta- SPUQ | BIS-11 összesen | BIS-11 figyelem | BIS-11 motor | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Férfi résztvevők | |||||||
| GAIN | 1 | ||||||
| s-IAT | - 0.296 | 1 | |||||
| OGAS | - 0.105 | 0.776⁎⁎ | 1 | ||||
| WoW-SPUQ | - 0.313 | 0.688⁎⁎ | 0.742⁎⁎ | ||||
| BIS-11 összesen | 0.025 | 0.197 | 0.284 | 0.023 | 1 | ||
| BIS-11 figyelem | 0.054 | - 0.011 | 0.019 | - 0.219 | 0.658⁎⁎ | 1 | |
| BIS-11 motor | - 0.038 | 0.170 | 0.231 | 0.187 | 0.761⁎⁎ | 0.218 | 1 |
| BIS-11 nem tervezés | 0.033 | 0.220 | 0.312 | 0.027 | 0.892⁎⁎ | 0.451⁎ | 0.521⁎⁎ |
| Női résztvevők | |||||||
| GAIN | 1 | ||||||
| s-IAT | 0.026 | 1 | |||||
| OGAS | - 0.024 | - 0.067 | 1 | ||||
| WoW-SPUQ | - 0.199 | 0.144 | 0.676⁎⁎ | ||||
| BIS-11 összesen | 0.048 | 0.080 | - 0.614⁎ | - 0.157 | 1 | ||
| BIS-11 figyelem | - 0.139 | 0.194 | - 0.260 | 0.054 | 0.504 | 1 | |
| BIS-11 motor | 0.266 | - 0.013 | - 0.676⁎⁎ | - 0.305 | 0.845⁎⁎ | 0.170 | 1 |
| BIS-11 nem tervezés | 0.012 | - 0.166 | 0.057 | 0.256 | 0.420 | - 0.222 | 0.250 |
Férfi résztvevők esetében a kísérlet GAIN és az s-IAT pontszám közötti korrelációt egyoldalúan tesztelték.
n (hím) = 28, n (hím, BIS-11) = 27, n (nőstény) = 16, n (nőstény, BIS-11) = 15.
3.2.2. Az „Ördög mellkasa” kísérlet manipulációjának ellenőrzése az implicit tanulás mértékeként
Az ANOVA ismételt mérési eredményei nem mutattak szignifikáns átlagkülönbséget a GAIN között az „Ördög mellkasa” kísérlet első 18 és utolsó 18 kísérlete során a férfiak csoportjában (F (1, 38) = 1.949, p = 0.171; M1 = 232.56 és M2 = 218.21) és nőstény (F (1, 37) = 0.594, p = 0.446; M1 = 221.18 és M2 = 209.87) kontroll résztvevők. A kontroll résztvevők teljes mintájára az eredmények továbbra sem voltak szignifikánsak (F (1,76) = 2.102, p = 0.151), míg a WoW játékosok teljes mintájában az eredmények szignifikanciát nyertek (F (1,43) = 4.298, p = 0.044) (lásd Ábra 3). A férfi WoW-játékosok csoportja esetében az 1–18 és a 19–36-os vizsgálatok közötti különbség szignifikanciát ért el (F (1,27) = 5.377, p = 0.028, M1 = 235.54 és M2 = 205.54; ennélfogva alacsonyabb kimenettel az M2-ben az M1-hez képest, míg a női WoW-játékosok esetében ez nem szignifikáns (F (1,15) = 0.295, p = 0.595, M1 = 225.31 és M2 = 213.75).
Jelentései és a GAIN standard hibája az „Ördög mellkasa” kísérlet első 18 és 18 utolsó kísérletében, a kontroll résztvevők (bal oldali grafikon) és a WoW-játékosok (jobb grafikon) esetében. MU = pénzegységek.
3.3. Vita
Az 2 vizsgálat célja az első vizsgálat eredményeinek megismétlése volt, összehasonlítva a WoW lejátszókat és a kontroll résztvevőket. A GAIN és az s-IAT, valamint a WoW-SPUQ pontszámok közötti negatív korreláció csak a férfi WoW játékosok körében mutatott tendenciát a szignifikancia felé. A hím WoW-játékosok nagyon kicsi mintája (n = 28) magyarázatot adhat a gyengébb hatásokra. A manipulációs ellenőrzés csak az első és az utolsó 18 vizsgálatban mutatott szignifikáns különbséget a GAIN között a férfi WoW játékosok csoportjában, ahol a résztvevők alacsonyabb nyereséget mutattak a kísérlet második részében az első részhez képest. Szeretnénk emlékeztetni az olvasót arra, hogy a 2. vizsgálat résztvevőinek kifizették azt az összeget, amelyet a kísérlet során nyertek, és hogy a kísérlet megkezdése előtt tisztában voltak ezzel a ténnyel. Így ebben az esetben a résztvevők külső motivációja magasabb lehetett az 1. tanulmányhoz képest. Valójában, összehasonlítva a GAIN eszközeit a Gamescom résztvevői és a férfi WoW játékosok között, nyilvánvaló, hogy bár a WoW-játékosok igen rosszabb a kísérlet második részében, a kísérlet első részéhez képest, így is többet nyertek összesen, mint a férfi Gamescom résztvevők (lásd: Táblázat 1, Táblázat 3: M = 413.61 a Gamescom résztvevőinek és M = 443.04 a férfi WoW játékosoknak). Így a motiváció potenciális zavaró hatásának ellenőrzése érdekében további elemzést végeztünk az Unified-Motive-Scale-10 (UMS-10; Schönbrodt & Gerstenberg, 2012). Az USM-10 adatok a nagyobb longitudinális vizsgálat részeként álltak rendelkezésre.
3.3.1. További elemzések
Különösen részleges összefüggést végeztünk a változó teljesítménymotivációval (UMS-10; Schönbrodt & Gerstenberg, 2012, Cronbach-féle alfa a jelen vizsgálatban 0.89), az s-IAT, a WoW-SPUQ pontszámok és a GAIN a 2. vizsgálatban. Az s-IAT és a GAIN közötti összefüggés r = - 0.296, p = 0.063 (lásd Táblázat 5; egyoldalú teszt) r = - 0.322, p = 0.054 (egyfarkú teszt). A WoW-SPUQ és a GAIN közötti kapcsolat szintén nőtt r = - 0.313, p = 0.104 (lásd Táblázat 5; kétirányú teszt) r = - 0.354, p = 0.082 (kétfarkú teszt). A női WoW-játékosok és a kontroll résztvevők tekintetében az s-IAT, a WoW-SPUQ pontszám és a GAIN közötti összefüggés a motiváció ellenőrzése után továbbra sem volt szignifikáns.
4. Tanulmány 3
Az 3 vizsgálat középpontjában a PIU, az IGD és az impulzivitás / kockázatvállalás közötti kapcsolat tesztelése volt, mind kísérleti, mind önjelentési intézkedések felhasználásával.
4.1. Mód
4.1.1. résztvevők
Öt, hiányzó adatokkal rendelkező résztvevő és egy résztvevő kizárása a tartományon kívül eső válaszok miatt (pl. Heti 200 óra számítógépes játék) a jelenlegi vizsgálat mintája N = 94 résztvevő (33 férfi). Legtöbbjük pszichológus hallgató volt a Ulmi Egyetemen, Németországban. A teljes minta átlagéletkora M = 23.48 (SD = 3.55). Iskolai végzettségüket tekintve 27% -uk egyetemi vagy politechnikai végzettséggel, további 67% -uk A-szintű vagy szakmai érettségivel rendelkezik, a résztvevők 6% -a (n = 6) nem válaszoltak oktatásukkal kapcsolatos kérdésekre.
4.1.2. intézkedések
Az s-IAT (Pawlikowski és munkatársai, 2013; A Cronbach-féle alfa a jelen mintában 0.81 volt, az OGAS (a GAS módosított változata Lemmens és munkatársai, 2009; A Cronbach-féle alfa a jelen mintában 0.81 volt, BIS-11 (Patton és Stanford, 1995; A Cronbach-féle alfa a jelen mintában 0.80 volt, és az általános kockázatvállalás (The German Socio-Economic Panel, SOEP; Siedler és munkatársai, 2008) értékelték. A BIS-11 alskálák belső konzisztenciája a következő volt: figyelmi impulzivitás 0.70, motoros impulzivitás 0.70 és nem tervezésbeli impulzivitás 0.39. Ezenkívül az „Ördög mellkasa” kísérletet kissé kiigazították az impulzivitás / kockázatvállalás mérésére (az 1. és 2. tanulmányhoz képest itt az „ördög” helyzete teljesen randomizált volt az összes vizsgálat között, így a tanulás nem volt lehetséges ). Itt az önként kinyitott dobozok átlagos számát próbánként (MNOB) használtuk az impulzivitás / kockázatvállalás mértékeként. Ez összhangban áll a Eisenegger et al. (2010).
4.1.3. eljárás
A kérdőíveket és a kísérletet ugyanolyan sorrendben végezték el, mint az 1 és az 2 vizsgálatokban, azonban itt a résztvevők kitöltötték a kérdőíveket egy számítógép képernyőjén. Ebben a tanulmányban a résztvevők kompenzációt (Amazon utalványt vagy tanfolyam-jóváírást) kaptak a tanulmányban való részvételükért, ám nem fizették meg azt a konkrét összeget, amelyet a számítógépes kísérlet során nyertek. A résztvevőket a kísérlet befejezése előtt tájékoztatták erről az eljárásról.
4.1.4. statisztikai elemzések
A statisztikai elemzéseket az 1 és az 2 vizsgálatokkal analóg módon végeztük.
4.2. Eredmények
Figyelemre méltó, hogy a heti online játékórák és az OGAS pontszám változóit általában nem osztották szét. A leíró statisztikákat a Táblázat 6. A résztvevők évek óta rendelkeznek némi tapasztalattal a szerencsejátékok terén, de az online szerencsejátékra fordított tényleges idő nagyon alacsony. Az 2 vizsgálatához analóg módon összehasonlítottuk, hogy a férfiak és a nők résztvevői eltérnek-e a Táblázat 6. Jelentős különbségeket figyeltünk meg a játékszakértői változókkal (év) (U(33,61) = 385.0, p <0.001), heti online játékórák (U(33,61) = 663.5, p <0.001), kockázatvállalás (önjelentés) (U(33,61) = 732.0, p <0.05) és OGAS (U(33,61) = 562.5, p <0.001), ahol a férfi résztvevők magasabb pontszámot értek el, mint a női résztvevők.
Táblázat 6
Eszközök, szórások (SD) és lehetséges / tényleges tartománya a játékélmény (év), heti játékórák, kockázatvállalás (önjelentés), s-IAT, OGAS, BIS-11 és MNOB számára.
| Jelenteni | SD | Lehetséges tartomány | Tényleges tartomány | |
|---|---|---|---|---|
| Játéktudás (év) | 6.31 | 6.51 | - | 0-21 |
| Online játékórák hetente | 0.56 | 1.86 | - | 0-15 |
| Kockázatvállalás (önjelentés) | 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 összesen | 61.37 | 9.17 | 30-120 | 44-84 |
| BIS-11 figyelem | 16.54 | 3.47 | 8-32 | 10-28 |
| BIS-11 motor | 21.68 | 4.33 | 11-44 | 14-35 |
| BIS-11 nem tervezés | 23.15 | 3.45 | 11-44 | 17-32 |
| MNOB | 4.90 | 0.79 | 0-10 | 3.22-7.5 |
4.2.1. Korrelációs elemzések
Az életkor korrelált az OGAS pontszámmal (ρ = 0.24, p <0.05). Az MNOB és az OGAS pontszám közötti korreláció szintén szignifikanciát ért el (ρ = 0.21, p <0.05). Az életkor ellenőrzése után a korreláció az MNOB és az OGAS pontszám között r = 0.37, p <0.01 (r = 0.45, p <0.05 hímeknél és r = 0.28, p Nőstényekben <0.05). Az összes többi összefüggést a Táblázat 7.
Táblázat 7
Spearman és Pearson összefüggések az MNOB, a kockázatvállalás (önjelentés), az s-IAT, az OGAS és a BIS-11 változókkal.
| MNOB | Kockázatvállalás (önjelentés) | s-IAT | OGAS | BIS-11 összesen | BIS-11 figyelem | BIS-11 motor | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| MNOB | 1 | ||||||
| kockázatvállalás (önjelentés) | 0.086 | 1 | |||||
| s-IAT | 0.115 | - 0.124 | 1 | ||||
| OGAS | 0.209⁎ | 0.092 | 0.235⁎ | 1 | |||
| BIS-11 összesen | 0.316⁎⁎ | 0.458⁎⁎ | 0.150 | 0.283⁎⁎ | 1 | ||
| BIS-11 figyelem | 0.284⁎⁎ | 0.196 | 0.345⁎⁎ | 0.296⁎⁎ | 0.770⁎⁎ | 1 | |
| BIS-11 motor | 0.236⁎ | 0.576⁎⁎ | - 0.018 | 0.261⁎ | 0.847⁎⁎ | 0.443⁎⁎ | 1 |
| BIS-11 nem tervezés | 0.257⁎ | 0.299⁎⁎ | 0.075 | 0.148 | 0.821⁎⁎ | 0.487⁎⁎ | 0.551⁎⁎ |
Megjegyzés: A Spearman korrelációk dőlt betűvel vannak ábrázolva.
4.2.2. Az „Ördög mellkasa” kísérlet manipulációjának ellenőrzése az impulzivitás / kockázatvállalás mértékeként:
Az MNOB pozitív korrelációban volt a résztvevők BIS-11 pontszámával (lásd Táblázat 7), ezért a jelenlegi intézkedés egyértelműen kapcsolódik az impulzív viselkedéshez. Nem volt szignifikáns összefüggés az MNOB és az általános kockázatvállalás önjelentési mutatója között (lásd Táblázat 7). Az 1 és az 2 vizsgálatokhoz hasonlóan összehasonlítottuk a GAIN-t az első és az utolsó 18 vizsgálatban, hogy kizárjuk a tanulási hatások szerepét. Nem találtak szignifikáns különbséget a férfiak (F(1,32) = 2.365, p = 0.134, M1 = 219.24 és M2 = 235.61) vagy női résztvevők (F(1,60) = 0.155, p = 0.695, M1 = 224.02 és M2 = 220.57). A teljes minta eredményei szintén nem nyertek szignifikanciát (F (1,93) =, 265, p = 0.608) (lásd Ábra 4).
A GAIN eszköze és standard hibája az első 18 kísérletben, szemben az „Ördög mellkasa” kísérlet utolsó 18 kísérletének GAIN-jával. MU = pénzegységek.
5. Általános vita
Az alábbiakban összefoglaljuk az 1, 2 és 3 vizsgálatok eredményeit, valamint megvitatjuk a területhez való hozzájárulásukat.
Az 1 tanulmányban a magasabb s-IAT pontszámokat a hallgatók körében az implicit tanulási feladat rosszabb teljesítményeivel és az IGD-hez való igazodással társították. A résztvevők OGAS-pontszáma azonban nem volt szignifikánsan összefüggésben a GAIN változóval (bár volt tendencia a szignifikancia felé). Az 2 tanulmányban arra törekedtünk, hogy az 1 vizsgálat eredményeit megismételjük a WoW lejátszók és a kontroll résztvevők csoportjában. Itt a résztvevők nemét is figyelembe vették. A magas s-IAT pontszámok, valamint a magas WoW-SPUQ pontszámok csak a férfi WoW játékosok (r = - 0.322, p = 0.054, egyoldalú teszt és r = - 0.354, p = 0.082, kétfarkú teszt, ill. Az OGAS-pontszám ismét egyik csoportban sem volt összefüggésben a GAIN-val. A 3. vizsgálatban egy hallgatói mintában a kockázat felvételének kísérleti mértéke, az MNOB pozitívan kapcsolódott az OGAS pontszámhoz, de nem az s-IAT ponthoz, miután kontrollálták az életkorot.
Összegezve úgy tűnik, hogy az Internet túlzott használatához az implicit tanulási képességek hiányosságai társulnak. Ezt az összefüggést megfigyelték az s-IAT pontszámokkal és a WoW-SPUQ pontszámmal, ám a jelenlegi tanulmányban nem az OGAS pontszámokkal. A meglévő irodalom olyan eredményeket szolgáltat, amelyek alátámasztják: a problémás internetfelhasználók döntéshozatali hiányosságai (pl Sun és munkatársai, 2009), valamint a túlzott online játékosok körében (pl Yao és munkatársai, 2014). Ezenkívül a közelmúltban egy új elméleti modellt (I-PACE) (Személyek befolyásolása-megismerés-végrehajtás kölcsönhatása) javasolt Brand és mtsai. (2016), amely kiemeli a csökkentett végrehajtói működés és a hátrányos döntéshozatal szerepét az egyedi PIU kialakításában. A WoW-SPUQ-pontszám erősebb hatása az OGAS-pontszámhoz képest tükrözi a WOW-függőség felmérésének konkrétabb mérését. További vizsgálatokra van szükség.
Az a tény, hogy a jelen tanulmányban a PIU és a csökkent implicit tanulási képesség közötti összefüggést csak az IGD-vel rendelkező férfiak csoportjában találták meg (1 és 2 tanulmány), tovább magyarázhatja a részlegesen ellentmondó eredményeket a döntéshozatal és a PIU az irodalomban (pl Ko és munkatársai, 2010, Sun és munkatársai, 2009). Ez az összefüggés azonban hihetőnek tűnik, mivel a tanulmányok azt sugallják, hogy az IGD elsősorban férfi típusú függőség (pl Rumpf és munkatársai, 2011).
Figyelembe véve Hipotézis 3, néhány szignifikáns összefüggést lehet találni az impulzivitás, a BIS-11-rel mérve, és a PIU / IGD (2 és 3 tanulmányok) között, ami összhangban áll az irodalom eredményeivel (pl. Lee és munkatársai, 2012). Míg a kockázatvállalás önértékelési mértéke (SOEP) egyik vizsgálatban sem volt összefüggésben a PIU / IGD-vel, a kockázatvállalás / impulzivitás kísérleti mérése az OGAS pontszámhoz (3. tanulmány), de a s-IAT pontszám. Ez a különbség oka lehet az intézkedések megbízhatóságát érintő kérdések. Míg az ön által jelentett kockázatvállalást egyetlen elemzéssel értékelték, a kockázatvállalás kísérleti mérése várhatóan objektív és megbízható adatokat szolgáltat. Ami az MNOB és az OGAS pontszám közötti összefüggést illeti, az Ördög mellkasi kísérlete (2. verzió, ahol a dobozokat teljesen randomizálták a 36 kísérlet során) az impulzivitás egy specifikusabb oldalára terjedhet ki (például a kockázatvállalás), amely jobban jellemzi az IGD-t mint általánosított PIU. Azonban, Ko et al. (2010) nem mutatott különbséget a kockázatvállalásban (a BART-val mérve) az internetfüggő alanyok között, hajlamosak az IGD és a kontroll résztvevői között. Ezért ezt a társulást további vizsgálatokra van szükség.
Az „Ördög mellkasa” kísérlet manipulációjának ellenőrzése az implicit tanulás mérésére sikeres volt az 1. vizsgálatban, így feltételezzük, hogy a résztvevők implicit módon kivonhatták és megtanulhatták a több pénz megszerzéséhez szükséges stratégiákat a kísérlet során. A 2. vizsgálatban azonban nem volt megfigyelhető szignifikáns különbség az 1–18. És a 19–36. Vizsgálatban elért nyereség között, kivéve a férfi WoW játékosok csoportját, ahol a résztvevők alacsonyabb növekedést mutattak a kísérlet második részében. Itt további elemzésekben megmutattuk, hogy az eredmény-motiváció kontrollálása után a GAIN és az s-IAT / WOW-SPUQ pontszám közötti negatív kapcsolat erősödött. Ezért azt javasoljuk, hogy a 2. tanulmányban az implicit tanulási hatást beárnyékolták a teljesítménymotiváció hatásai, mivel a résztvevőknek kifizették a kísérletben nyert pénzösszeget. Ezen a ponton meg kell jegyeznünk, hogy az UMS-10 a tulajdonságok motivációját méri, tehát azt a tendenciát, hogy általában a nagyobb eredmények felé kell motiválni, és nem az államot, tehát a motivációt, hogy többet nyerjen ebben a kísérletben. Az UMS-10 teljesítménymotiváció kontrollálásával azonban figyelembe vettük az egyéni különbségek szerepét a teljesítménymotivációban az Ördög mellkasi feladatában a mintán belül.
A kockázatvállalás / impulzivitás mérésére szolgáló „Ördög láda” kísérlet második verziójának validálása azt mutatta, hogy az önként kinyitott dobozok (MNOB) átlagos száma nem volt szignifikánsan összefüggésben a kockázatvállalás önértékelő mérésével. Ennek oka lehet, hogy a SOEP az általános kockázatvállalást csak egy tétellel értékeli, ami viszont negatívan befolyásolhatja annak megbízhatóságát. Az MNOB azonban a teljes BIS-11 pontszámhoz, valamint a figyelmi, motoros és nem tervszerű impulzivitáshoz tartozó alskálákhoz kapcsolódott. Ezek az eredmények összhangban vannak a kockázatvállalás hasonló viselkedési mutatóinak, mint a BART validációs tanulmányainak (Lejuez és munkatársai, 2002).
Az alábbiakban a bemutatott kutatás erősségeivel és korlátaival foglalkozunk. A jelen vizsgálat egyik erőssége, hogy figyelembe vették a nemek szerepét. Annak ellenére, hogy a nemek közötti különbségeket az IGD és a PIU (Rumpf és munkatársai, 2011), sok kutatás nem különösképpen értékelte a nemek szerepét a PIU / IGD és az implicit tanulás / kockázatvállalás közötti kapcsolat vizsgálatakor, mint ahogy a jelen tanulmányban is. Ezenkívül az 2 tanulmányban a WoW lejátszók csoportját szigorú kritériumok alapján toborozták, nem pedig egyszerűen a küszöbérték alkalmazásával az önjelentő kérdőívben, például az OGAS-ban. A küszöbérték használata problematikus, mivel a vizsgálatokban alkalmazott küszöbértékeket gyakran önkényesen választják, és klinikai körülmények között nem igazolták meg őket megfelelően. Végül az 1 – 3 vizsgálatokban mind a PIU-t, mind az IGD-t felmértük, ami lehetővé teszi mindkét rendellenesség hasonlóságainak és egyedi tulajdonságainak további vizsgálatát.
A korlátozások között szerepel a csoportonkénti alacsony résztvevők száma, különösen a 2. vizsgálatban, és a résztvevők alacsony életkora. Így a jövőbeli vizsgálatoknak reprezentatívabb mintákat kell megvizsgálniuk. Másodszor, nem vették fel a túlzott internethasználók összehasonlító csoportját, akik nem WoW-játékosok voltak. Ezenkívül a vizsgálat eredményei korrelációs elemzéseken alapulnak, így az oksági összefüggések értelmezése nem lehetséges.
6. Következtetés
Összegezve: meg tudtuk mutatni, hogy a PIU erősen társul a rossz implicit tanulási képességekhez a férfi (WoW) játékosoknál. Ez a megállapítás a jelen tanulmány két független mintájában megfigyelhető. Ezenkívül egy kissé gyengébb összefüggést lehet megfigyelni a WOW-SPUQ és a hiányos implicit tanulás között a férfi WoW játékosok csoportjában. Ezenkívül az OGAS magasabb pontszámait a 3 vizsgálatban a kockázatvállalási magatartás magasabb hajlamával társították. Az 1 és 2 vizsgálatokban a nemekre kifejtett hatást a tanulmány tovább tárgyalta.
A finanszírozási források szerepe
Christian Montag Heisenberg-díjat kap a Német Kutatási Alapítványtól (MO 2363 / 3-1). Ezenkívül a jelen tanulmányt az Internet és a számítógépes játékfüggőség kutatási támogatása, amelyet a német kutatási alapítvány Christian Montagnak ítélte oda (MO 2363 / 2-1). A Német Kutatási Alapítványnak nem volt szerepe az adatok tanulmányozásában, az adatok gyűjtésében, elemzésében vagy értelmezésében, a kézirat megírásában és a papír közzétételre történő benyújtásának döntésében.
Közreműködők
A CM és az RS megtervezte a tanulmányt. RS, BL és CM toborzott és tesztelték a résztvevőket. Az RS elvégezte az elemzéseket és a kéziratot írta. A BL kétszer ellenőrizte a statisztikai elemzéseket és áttekintette a kéziratot. Az SM beprogramozta a kísérleti feladatokat (1 és 2 verziók), és alapos visszajelzést adott a kéziratról, miután áttekintette. Az MR kritikusan áttekintette a kéziratokat. Minden szerző hozzájárult a végső kézirat elkészítéséhez és jóváhagyását.
Köszönetnyilvánítás
Köszönjük Ralf Reichertnek a Turtle Entertainment-től, hogy megadta nekünk a lehetőséget, hogy kísérletet végezzünk a GamesCom 2013-n. A Turtle Entertainment azonban nem szerzett profitot, vagy nem befolyásolta a tanulmány végrehajtását.
Ezenkívül szeretnénk köszönetet mondani Maximilian Siebernek és Otilia Pasnicunak, akik toborozták és tesztelték a résztvevőket az 3 tanulmányhoz a szakdolgozatuk részeként.
Lábjegyzetek
1A jelen cikk egészében a problematikus internethasználat (PIU) kifejezést fogjuk használni az internetes függőség helyettesítésére, mivel a DSM-5 és az ICD 10 jelenleg nem létezik hivatalos diagnózis. Mivel az Internet Gaming Disorder (IGD) felkerült a DSM-5 függelékébe, ezt a kifejezést az Online Gamingfüggőség szinonimájaként fogják használni. Felhívjuk figyelmét, hogy nem minden tanulmány, amelyet idézünk a cikkben, az IGD-t vizsgálta a DSM-5-ben javasolt kritériumok alapján.
2Érdemes megjegyezni, hogy az „ördög” mezőt nem programozták úgy, hogy megjelenjen az 1 pozícióban, mert ez befejezte volna a jelenlegi tárgyalást anélkül, hogy a résztvevőknek lehetőséget adtak volna arra, hogy válasszanak egy másik mező megnyitásával.
Referenciák
- American Psychiatric Association. A mentális rendellenességek diagnosztikai és statisztikai kézikönyve 5th ed., (Szöveg rev., Beolvasva 7th, 2016). http://www.dsm5.org/Pages/Default.aspx
- Bechara A., Dolan S., Denburg N., Hindes A., Anderson SW, Nathan PE A döntéshozatali hiányosságok, amelyek diszfunkcionális ventromedialis prefrontalis cortexhez kapcsolódnak, az alkohol és az stimulánsok visszaéléseiben felfedezhetők. Neuropsychologia. 2001;39 (4): 376-389. [PubMed]
- Márka M., Labudda K., Markowitsch HJ A döntéshozatal neuropszichológiai összefüggései egyértelmű és kockázatos helyzetekben. Neurális hálózatok. 2006;19(8):1266–1276. [PubMed]
- Brand M., Young KS, Laier C., Wölfling K., Potenza MN Pszichológiai és neurobiológiai megfontolások integrálása az egyes internethasználati rendellenességek kialakulására és fenntartására: A személy-befolyás-kogníció-végrehajtás (I-PACE) modell kölcsönhatása . Idegtudományi és biológiai viselkedési vélemények. 2016;71: 252-266. [PubMed]
- Cao F., Su L., Liu T., Gao X. Az impulzivitás és az internetes függőség közötti kapcsolat egy kínai serdülőkből álló mintában. Európai pszichiátria. 2007;22 (7): 466-471. [PubMed]
- Davis RA A patológiás internethasználat kognitív-viselkedési modellje. Számítógépek az emberi viselkedésben. 2001;17 (2): 187-195.
- Eisenegger C., Knoch D., Ebstein RP, Gianotti LR, Sándor PS, Fehr E. A dopamin receptor D4 polimorfizmusa megjósolja az L-DOPA hatását a szerencsejáték viselkedésre. Biológiai pszichiátria. 2010;67(8):702–706. [PubMed]
- Epstein S. A személyiség kognitív tapasztalati önelmélete. In: Millon T., Lerner MJ, szerkesztők. Pszichológia kézikönyve. 5th ed. Wiley; Hoboken: 2003. 159 – 184.
- Az interneten élő statisztika a világ internetezőinek statisztikája. 2016. http://www.internetlivestats.com/internet-users/ Beolvasva: 7. Szeptember.
- Ko CH, Yen JY, Chen CC, Chen SH, Yen CF A nemi különbségek és a kapcsolódó tényezők az online szerencsejáték-függőséget befolyásoló tajvani serdülők körében. Az idegi és mentális betegségek folyóirata. 2005;193(4):273–277. (doi:00005053-200504000-00008 [pii]) [PubMed]
- Ko CH, Hsiao S., Liu G., Yen J., Yang M., Yen C. A döntéshozatal jellemzői, a kockázatvállalási képesség és az internetfüggőséggel rendelkező főiskolai hallgatók személyisége. Pszichiátriai kutatás. 2010;175(1):121–125. [PubMed]
- Kreek MJ, Nielsen DA, Butelman ER, LaForge KS Genetikai hatások az impulzivitásra, a kockázatvállalásra, a stresszreaktivitásra, valamint a kábítószerrel való visszaélésre és a függőségre való érzékenységre. A természet idegtudománya. 2005;8(11):1450–1457. [PubMed]
- Laier C., Pawlikowski M., Brand M. A szexuális képfeldolgozás kétértelműen zavarja a döntéshozatalt. A szexuális viselkedés archívumai. 2014;43(3):473–482. [PubMed]
- Lee HW, Choi J., Shin Y., Lee J., Jung HY, Kwon JS Impulzivitás az internetes függőségben: összehasonlítás a kóros szerencsejátékokkal. Kiberpszichológia, viselkedés és közösségi hálózatok. 2012;15(7):373–377. [PubMed]
- Lejuez CW, Olvassa el a JP, Kahler CW, Richards JB, Ramsey SE, Stuart GL,… Brown RA A kockázatvállalás viselkedésbeli mérésének értékelése: Balloon analóg kockázati feladat (BART) Journal of Experimental Psychology: Alkalmazva. 2002;8(2):75–84. [PubMed]
- Lemmens JS, Valkenburg PM, Peter J. A játékfüggőség skálájának kidolgozása és érvényesítése serdülőknél. Médiapszichológia. 2009;12(1):77–95.
- Miles J., Shevlin M. Sage; 2001. Regresszió és korreláció alkalmazása: Útmutató a hallgatók és a kutatók számára.
- Moeller FG, Barratt ES, Dougherty DM, Schmitz JM, Swann AC Az impulzivitás pszichiátriai aspektusai. American Journal of Psychiatry. 2001;158(11):1783–1793. [PubMed]
- Montag C., Bey K., Sha P., Li M., Chen Y., Liu W., Keiper J. Van értelme megkülönböztetni az általános és a speciális internetes függőséget? Bizonyítékok egy kultúrák közötti tanulmányról, Németországból, Svédországból, Tajvanból és Kínából. Ázsiai-csendes-óceáni pszichiátria. 2015;7(1):20–26. [PubMed]
- Patton JH, Stanford MS A barratt impulzív skála tényező szerkezete. Journal of Clinical Psychology. 1995;51(6):768–774. [PubMed]
- Pawlikowski M., Brand M. Túlzott internetes játék és döntéshozatal: Van-e túl sok a Warcraft-játékosok világában a döntéshozatal kockázatos körülmények között? Pszichiátriai kutatás. 2011;188(3):428–433. [PubMed]
- Pawlikowski M., Altstötter-Gleich C., Brand M. Young internetes függőségi tesztjének rövid változatának validálása és pszichometriai tulajdonságai. Számítógépek az emberi viselkedésben. 2013;29(3):1212–1223.
- Peters CS, Malesky LA, Jr. A tömegesen multiplayer online szerepjátékok magasan elkötelezett játékosai közötti problémás használat. Kiberpszichológia és viselkedés. 2008;11(4):481–484. [PubMed]
- Rumpf H., Meyer C., Kreuzer A., John U., Merkeerk G. Vol. 31. 2011. Prävalenz der internetabhängigkeit (PINTA). Bericht és Das Bundesministerium Für Gesundheit. Greifswald Und Lübeck. (12ff)
- Schiebener J., Brand M. Döntéshozatal objektív kockázati körülmények között - a kognitív és érzelmi összefüggések, stratégiák, visszacsatolás-feldolgozás és a külső hatások áttekintése. Neuropsychology Review. 2015;25(2):171–198. [PubMed]
- Schoenbaum G., Roesch MR, Stalnaker TA Orbitofrontal kéreg, döntéshozatal és kábítószer-függőség. Az idegtudomány trendei. 2006;29(2):116–124. [PubMed]
- Schönbrodt FD, Gerstenberg FX A motívum kérdőívek IRT elemzése: Az egységes motívum skálák. Személyiségkutató folyóirat. 2012;46(6):725–742.
- Siedler T., Schupp J., Spiess CK, Wagner GG A német társadalmi-gazdasági panel referenciaadatként. Schmollers Jahrbuch. 2008;129(2):367–374.
- Stanford MS, Mathias CW, Dougherty DM, Lake SL, Anderson NE, Patton JH A Barratt impulzív skála ötven éve: Frissítés és áttekintés. Személyiség és egyéni különbségek. 2009;47(5):385–395.
- Sun D., Chen Z., Ma N., Zhang X., Fu X., Zhang D. Döntéshozatal és prepotenciális válaszgátló funkciók túlzott internethasználókban. CNS spektrumok. 2009;14(02):75–81. [PubMed]
- Tao R., Huang X., Wang J., Zhang H., Zhang Y., Li M. Javasolt diagnosztikai kritériumok az internetes függőséghez. Függőség. 2010;105(3):556–564. [PubMed]
- Yao Y., Chen P., Chen C., Wang L., Zhang J., Xue G.,… Fang X. A visszajelzés kihasználása a túlzott internetes játékosok döntéshozatali hiányát okozza. Pszichiátriai kutatás. 2014;219(3):583–588. [PubMed]
- Yao YW, Wang LJ, Yip SW, Chen PR, Li S., Xu J., ... Fang XY A veszélyeztetett döntéshozatalt az internetes játékzavarban szenvedő főiskolai hallgatók játékspecifikus gátlási hiánya okozza. Pszichiátriai kutatás. 2015;229(1):302–309. [PubMed]
- Fiatal KS számítógép-használat pszichológiája: XL. Az internet addiktív használata: A sztereotípiát megtörő eset. Pszichológiai jelentések. 1996;79(3):899–902. [PubMed]
- Fiatal KS John Wiley & Sons; 1998. Megfogott a neten: Hogyan lehet felismerni az internetes függőség jeleit - és a gyógyulás stratégiáját.
- Fiatal KS internetes függőség: Egy új klinikai rendellenesség megjelenése. Kiberpszichológia és viselkedés. 1998;1(3):237–244.
;