1Philipps-University, Marburg, Duitsland
Nele Nyenhuis Gerelateerde informatie
Antonia Barke Gerelateerde informatie
1Philipps-University, Marburg, Duitsland
SAMENVATTING
Internetgameverslaving is opgenomen in het Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders ( 5e editie) als een stoornis die verder onderzoek verdient. De diagnostische criteria zijn gebaseerd op die voor stoornissen in het gebruik van middelen en gokverslaving. Overmatige gokkers en personen met een stoornis in het gebruik van middelen vertonen een aandachtsbias ten opzichte van stimuli die verband houden met hun verslaving. We onderzochten of overmatige internetgamers een vergelijkbare aandachtsbias vertonen, door gebruik te maken van twee gevestigde experimentele paradigma's.
Methoden
We hebben de reactietijden gemeten van overmatige internetgamers en niet-gamers ( N = 51, 23.7 ± 2.7 jaar) met behulp van een Stroop-taak voor verslaving met computergerelateerde en neutrale woorden, en een visuele test met computergerelateerde en neutrale afbeeldingen. Er werden variantieanalyses met een gemengd ontwerp uitgevoerd, met de tussen-subjectfactor groep (gamer/niet-gamer) en de binnen-subjectfactor stimulustype (computergerelateerd/neutraal), voor de reactietijden en voor de valentie- en bekendheidsbeoordelingen van het stimulusmateriaal.
Resultaten
In de verslaving Stroop werd een interactie voor groep × woordsoort gevonden: alleen gamers lieten langere reactietijden zien vergeleken met computergerelateerde woorden in vergelijking met neutrale woorden, en vertoonden dus een aandachtsbias. In de visuele probe werden geen verschillen in reactietijd tussen computergerelateerde en neutrale afbeeldingen gevonden in beide groepen, maar de gamers waren over het algemeen sneller.
Conclusies
Een aandachtsbias voor computergerelateerde stimuli werd gevonden bij overmatige internetgamers, door een verslaving Stroop te gebruiken, maar niet door een visuele probe te gebruiken. Een mogelijke verklaring voor de discrepantie kan liggen in het feit dat de visuele sonde mogelijk te gemakkelijk is geweest voor de gamers.
Introductie
Overmatig internetgamen houdt verband met psychosociale problemen zoals afnemende academische of professionele prestaties (Chen & Tzeng, 2010; Chiu, Lee en Huang, 2004; Griffiths, Davies en Chappell, 2004; Hellström, Nilsson, Leppert en Slund, 2012; Jeong & Kim, 2011; Liu & Peng, 2009; Peng & Liu, 2010; Rehbein, Kleimann en Mössle, 2010; Skoric, Teo en Neo, 2009; Van Rooij, Kuss, Griffiths, Shorter, & Van de Mheen, 2013), verwaarlozing van hobby's en relaties buiten het spel (Griffiths et al., 2004; Hellström et al., 2012; Liu & Peng, 2009; Lo, Wang en Fang, 2005; Rehbein et al., 2010), interpersoonlijke conflicten (Batthyány, Müller, Benker en Wölfling, 2009; Hellström et al., 2012; Shen & Williams, 2011), eenzaamheid (Lemmens, Valkenburg en Peter, 2011; Shen & Williams, 2011; Van Rooij, Schoenmakers, Vermulst, Van den Eijnden, & Van de Mheen, 2011) en slaapgebrek (Achab et al., 2011; Griffiths et al., 2004; Hellström et al., 2012; Rehbein et al., 2010; Van Rooij et al., 2013).
Momenteel spelen wereldwijd 671 miljoen mensen computerspellen ( Singh, 2013 ). Massively multiplayer online role-playing games (MMORPG's) zijn goed voor een kwart van de wereldwijde inkomsten uit computerspellen ( Barnett & Coulson, 2010 ). MMORPG's zijn op fantasie gebaseerde spellen waarin duizenden spelers met elkaar interageren via hun individuele personage, de avatar. Om succesvol te zijn, moeten spelers samenwerken ( Cole & Griffiths, 2007 ) en steeds meer tijd investeren ( Van Rooij et al., 2011 ). MMORPG's hebben geen eindpunt (zoals een laatste gevecht) en zijn persistent; dat wil zeggen dat het spel doorgaat, zelfs als een speler niet is ingelogd ( Barnett & Coulson, 2010 ). Spelers worden periodiek beloond door het verkrijgen van hogere levels, vaardigheden, virtueel goud of betere uitrusting. De populairste MMORPG is World of Warcraft (WoW) , met 10 miljoen abonnees ( Blizzard Entertainment, 2014 ). Vanwege hun sociale karakter, persistentie en intermitterende bekrachtiging, brengen MMORPG's een hoog risico op overmatig gebruik met zich mee ( Beutel, Hoch, Wölfling & Müller, 2011 ). Smyth ( 2007 ) liet studenten die voorheen geen computerspellen speelden, één spel (solo, arcade, console of MMORPG) minstens een uur per week spelen. Na een maand rapporteerden de MMORPG-spelers dat ze vaker speelden dan de andere deelnemers, een slechtere fysieke gezondheid en slaapkwaliteit hadden en dat het spel hun studie meer belemmerde.
Internetgameverslaving is opgenomen in de bijlage van het Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders ( 5e editie) om verder onderzoek te stimuleren ( American Psychiatric Association, 2013 ). De diagnostische criteria zijn gebaseerd op die voor stoornissen in het gebruik van middelen en gokverslaving ( Petry et al., 2014 ). De vraag rijst of internetgameverslaving en deze stoornissen overeenkomsten vertonen in de ontwikkeling en instandhouding van de stoornis (bijvoorbeeld conditionering en aandachtsprocessen).
Een aandachtsbias is een robuuste bevinding bij mensen met een stoornis in het gebruik van middelen ( Cox, Fadardi & Pothos, 2006 ; Robbins & Ehrman, 2004 ); deze manifesteert zich in een verhoogde aandacht voor stimuli die geassocieerd worden met de betreffende verslaving ( Cox et al., 2006 ). Wat betreft gokverslaving werd een dergelijke bias aangetoond in vier studies ( Boyer & Dickerson, 2003 ; McCusker, Gettings & Ireland, 1997 ; Molde et al., 2010 ; Vizcaino et al., 2013 ), terwijl één studie er geen bewijs voor vond ( Atkins & Sharpe, 2006 ).
Volgens de theorie van actuele zorgen bevindt een motivationele toestand, ofwel een actuele zorg, zich tussen de beslissing om een doel na te streven en het bereiken of opgeven van dat doel ( Cox et al., 2006 ). Mensen met een stoornis in het gebruik van middelen hebben als doel het gebruik van een middel. Stimuli die daarmee verband houden, hebben een sterke motivationele waarde voor hen. Daardoor komen ze in het centrum van de aandacht te staan en ontwikkelt zich een aandachtsbias ten opzichte van deze stimuli. Na verloop van tijd kan dit impliciet en automatisch worden. Tijdens een actuele zorg kunnen conditioneringsprocessen ontstaan. Volgens de klassieke conditionering wordt een neutrale stimulus (bijvoorbeeld een aansteker) herhaaldelijk gekoppeld aan een ongeconditioneerde stimulus (bijvoorbeeld nicotine) en wordt zo een geconditioneerde stimulus (CS) die opwinding en hunkering veroorzaakt ( Field & Cox, 2008 ). Omdat de CS de drug voorspelt, is deze prominenter dan andere stimuli en verschuift de persoon zijn of haar aandacht ernaartoe. Aandachtsbias speelt een rol bij het in stand houden van verslavingen. Als mensen met een stoornis in het gebruik van middelen vaker prikkels opmerken die verband houden met drugs, ervaren ze hunkering ( Field, Munafò, & Franken, 2009 ), wat op zijn beurt kan leiden tot hernieuwd gebruik en het moeilijk kan maken om abstinent te blijven ( Cox, Hogan, Kristian, & Race, 2002 ). Aandachtsvertekeningen met betrekking tot alcohol voorspelden de hoeveelheid toekomstig alcoholgebruik ( Janssen, Larsen, Vollebergh, & Wiers, 2015 ), en een training in het aanpassen van aandachtsvertekeningen verbeterde de abstinentie ( Schoenmakers et al., 2010 ).
Twee veelgebruikte methoden om aandachtsbias te meten zijn de verslavings-Stroop-test en de visuele probe-test ( Field & Cox, 2008 ). Bij de verslavings-Stroop-test wordt een woord dat verband houdt met verslaving of een neutraal woord in een van de verschillende kleuren gepresenteerd ( Field & Cox, 2008 ). Deelnemers krijgen de instructie om de kleur aan te geven en hun reactietijd wordt gemeten. Aandachtsbias uit zich in een tragere reactie op woorden die verband houden met verslaving. Het onderliggende mechanisme is dat de automatische verwerking van de semantische inhoud van de meer opvallende woorden interfereert met het benoemen van de kleur van het woord ( Cox et al., 2006 ). Om eventuele verschillen in reactietijd te kunnen toeschrijven aan het woordtype, is het belangrijk dat de woorden die verband houden met verslaving en de neutrale woorden niet verschillen in basiskenmerken zoals het aantal letters, lettergrepen en frequentie in de taal; en aangezien de woorden die verband houden met verslaving tot dezelfde categorie behoren, zouden de neutrale woorden dat ook moeten doen ( Cox et al., 2006 ). Bij de visuele test worden een afbeelding die verband houdt met verslaving en een neutrale afbeelding naast elkaar gepresenteerd ( Field & Cox, 2008 ). Een van de afbeeldingen wordt vervolgens vervangen door een doelafbeelding, en de deelnemers wordt gevraagd de positie ervan aan te geven. Ook hier worden de reactietijden gemeten. Over het algemeen reageren mensen sneller op een stimulus wanneer deze verschijnt in een gebied waar ze hun aandacht op richten ( Posner, Snyder & Davidson, 1980 ). Als mensen met een stoornis in het gebruik van middelen sneller reageren op doelafbeeldingen die de afbeeldingen met betrekking tot verslaving vervangen dan op neutrale afbeeldingen, wordt hieruit afgeleid dat ze meer aandacht hebben besteed aan de afbeeldingen met betrekking tot verslaving ( Field & Cox, 2008 ). In dit geval manifesteert een aandachtsbias zich in snellere reactietijden op materiaal dat verband houdt met verslaving.
Bij mensen die excessief internet gamen, zijn aandachtsbiasen tot nu toe alleen onderzocht met betrekking tot materiaal dat direct verband houdt met de games. De resultaten waren heterogeen. Eén Stroop-taak voor verslaving ( Metcalf & Pammer, 2011 ) en één dot-probe-taak ( Lorenz et al., 2013 ) vonden een aandachtsbias voor MMORPG-stimuli, terwijl een andere Stroop-taak voor verslaving en een visuele probe-taak dit niet konden aantonen ( Van Holst et al., 2012 ). Ons doel was om deze bevindingen uit te breiden en te onderzoeken of excessieve gamers niet alleen een aandachtsbias vertonen voor MMORPG-stimuli, maar voor computerstimuli in het algemeen. Computers worden regelmatig gekoppeld aan de game-ervaring en zouden volgens het model ( Field & Cox, 2008 ) zelf de geconditioneerde stimulus (CS) moeten worden en aanleiding moeten geven tot een aandachtsbias. Indien dit het geval is, zou dit zeer relevant zijn voor het in stand houden en behandelen van excessief internet gamen.
Daarom hebben we de volgende hypotheses getest:
Excessieve gamers zouden een aandachtsbias vertonen, zodat ze trager reageren op computergerelateerde woorden in vergelijking met neutrale woorden in een verslaving Stroop.
Excessieve gamers zouden een aandachtsbias vertonen, zodat ze sneller reageren op doelen die worden gepresenteerd in de positie van een computer-gerelateerde stimulus in vergelijking met doelen die worden gepresenteerd in de positie van een neutraal beeld in een visuele sonde.
Methoden
Deelnemers
De steekproefomvang werd berekend a priori met G * Power (versie 3.1.9.2, Kiel, Duitsland). Met α = 0.05, f = 0.25 en een macht van 0.80 leverde dit een totale steekproefomvang van 34 deelnemers op. Studenten werden gerekruteerd via advertenties op mededelingenborden aan de Universiteit van Göttingen en op online forums. Ze werden gescreend op het gebruik van hun computerspelletjes. Studenten die speelden Wauw kregen een link naar een webgebaseerde vragenlijst (SurveyMonkey, Portland, VS) en vulden de Duitse versie van de vragenlijst in. Dwangmatig gebruik van internet voor WoW (CIUS-WoW) (Barke, Nyenhuis, Voigts, Gehrke, & Kröner-Herwig, 2013) thuis. De CIUS-Wauw meet excessief Wauw gebruik met 14-items en heeft een goede interne consistentie (Cronbach's α = .86) (Barke et al., 2013). De items worden beoordeeld op een vijfpuntsschaal van 0 (nooit) naar 4 (heel vaak), met hogere scores die meer gebruik aangeven. Als Wauw spelers hadden een gemiddelde CIUS-Wauw score van minstens 25 (hoogste 25% van alle gescreend Wauw spelers), ze werden geclassificeerd als buitensporige gamers en werden uitgenodigd om deel te nemen. Studenten die geen computerspelletjes speelden, werden rechtstreeks uitgenodigd om deel te nemen. Eenentwintig gamers en 30-niet-gamers namen deel. De gamers hadden een gemiddelde CIUS-Wauw score van 29.0 ± 3.5. Gemiddeld speelden ze Wauw voor 15.4 ± 11.3 uren per week. Twee gamers en één niet-gamer werden uitgesloten van de verslaving Stroop omdat hun onvermogen om de nummers op de testplaten van de Ishihara-test te identificeren (Ishihara Farbtafel, 2009) duidden op problemen met het kleurenzien. De reactietijden van één gamer konden niet worden geanalyseerd, omdat de computer zijn logbestand niet kon opslaan.
Procedure en maatregelen
De deelnemers voltooiden zes testplaten van de Ishihara-test ( Ishihara Farbtafel, 2009 ). De testplaten tonen stippen in groene en rode tinten die getallen vormen. Mensen met een normaal kleurenzicht zouden de getallen correct moeten kunnen identificeren. Het testen van het kleurenzicht was noodzakelijk omdat de deelnemers kleuren moesten aanwijzen in de verslavings-Strooptest. Ze beantwoordden vragen over demografische gegevens en computergebruik. Ze namen deel aan de verslavings-Strooptest en de visuele probe-taken. De volgorde van de taken werd evenwichtig verdeeld over de deelnemers om volgorde-effecten te voorkomen. De deelnemers werden individueel getest in een verduisterd laboratorium. Ze voerden de taken uit op een standaard 17-inch computermonitor en gebruikten een normaal toetsenbord, een kinsteun om een constante afstand van 62 cm tot het scherm te garanderen, en oordopjes om omgevingsgeluid te blokkeren. Na de experimentele taken beoordeelden de deelnemers de valentie en de bekendheid van de woorden en afbeeldingen die in de taken werden gebruikt op twee 9-puntschalen, variërend van 1 (zeer onaangenaam) tot 9 (zeer aangenaam) en van 1 (zeer onbekend) tot 9 (zeer bekend) . Alle deelnemers ontvingen 10 euro voor hun deelname.
Gedragstaken
Beide taken zijn geprogrammeerd met Presentation (versie 14.8, Neurobehavioral Systems, Berkeley, VS). Reactietijden, ingedrukte toetsen en gemiste doelen werden opgeslagen als logbestanden en vervolgens geïmporteerd in statistische software voor verdere verwerking.
Verslaving Stroop
De deelnemers zagen 20 neutrale woorden uit de categorie kantoor (bijv. telefoon) en 20 computergerelateerde woorden (bijv. toetsenbord). Neutrale en computergerelateerde woorden kwamen even vaak voor in de Duitse taal ( Institut für Deutsche Sprache, 2009 ) en hadden hetzelfde aantal letters en lettergrepen. Elk woord werd eenmaal getoond in rood, geel, groen en blauw, wat resulteerde in 160 stimuli per blok. Tussen de twee blokken hadden de deelnemers een pauze van vijf minuten. Elke proef duurde 1000 ms, waarin de proefpersonen één woord in het midden van het scherm zagen tegen een grijze achtergrond. Elk woord werd getoond totdat een toets werd ingedrukt. Zodra een toets werd ingedrukt, verscheen een wit fixatiekruis voor de rest van de proef. Na 1000 ms verscheen het volgende woord automatisch. De volgorde van woorden en kleuren was gerandomiseerd. De toetsen 'a', 's', 'k' en 'l' waren voorzien van stickers met de vier kleuren. De deelnemers plaatsten vier vingers op het toetsenbord en kregen de instructie om zo snel mogelijk op de corresponderende toets te drukken. Voorafgaand aan de experimentele blokken maakten ze zich vertrouwd met de taak in een oefenronde met 10 dierennamen (één keer per kleur, dus 40 stimuli).
Visuele sonde
Deelnemers bekeken 10 neutrale (bijv. een radio) en 10 computergerelateerde (bijv. een monitor) zwart-witafbeeldingen (300 × 300 pixels). Een Fourieranalyse zorgde ervoor dat de afbeeldingscategorieën niet verschilden in laag-niveau kenmerken, zoals contrast en detail. Een wit fixatiekruis was gedurende de hele duur van het experiment zichtbaar in het midden van het grijze scherm en de deelnemers kregen de instructie om te fixeren. Voor elke trial bekeken de deelnemers één computergerelateerde en één neutrale afbeelding naast elkaar gedurende 150 of 450 ms [korte of lange stimulus onset asynchrony (SOA)] (zie Figuur 1 ). Korte SOA's kunnen worden gebruikt om een initiële verschuiving naar een relevante stimulus te meten, terwijl lange SOA's moeilijkheden beoordelen bij het loskoppelen ervan ( Cox et al., 2006 ). Gedurende 50 ms werden de afbeeldingen vervangen door een blanco scherm, waarna een doelafbeelding (een geel vierkant) gedurende 200 ms verscheen in plaats van een van de afbeeldingen. De deelnemers kregen de instructie om de positie van het doel zo snel mogelijk aan te geven met de toets 'alt' (doelwitten links) en de toets 'alt gr' (doelwitten rechts). Daarna verscheen een blanco scherm gedurende 1000 of 2000 ms (interval tussen trials). Bij trials met een korte SOA werd het blanco scherm daarna 300 ms getoond, zodat elke trial 1700 of 2700 ms duurde. De deelnemers maakten zich vertrouwd met de taak in zes oefentrials met afbeeldingen van dieren en voltooiden 200 experimentele trials (100 met een korte en 100 met een lange SOA). De SOA, de duur van het interval tussen de stimuli en de positie van de afbeeldingen en de doelen werden gerandomiseerd.
Figuur 1. Volgorde van een proef in de visuele sonde. Een computergerelateerd beeld en een neutraal beeld verschenen gedurende 150 of 450 ms (korte of lange asynchrone start van de stimulus), gevolgd door een leeg scherm gedurende 50 ms, een geel vierkant (hier afgebeeld in wit) aan de rechter- of linkerkant gedurende 200 ms, en een leeg scherm gedurende 1000 of 2000 ms (interval tussen proefversies). In proeven met een korte asynchrone start van de stimulus, werd het blanco scherm daarna 300 ms gepresenteerd, zodat elke proef 1700 of 2700 ms duurde
statistische analyse
Statistica (versie 10, StatSoft, Tulsa, VS) en SPSS (versie 22, IBM, Armonk, VS) werden gebruikt voor de statistische berekeningen. Onafhankelijke t -toetsen werden uitgevoerd om leeftijd en privé computergebruik te vergelijken, en een χ² - analyse om de geslachtsverdeling tussen de groepen te vergelijken. De reactietijden, het aantal fouten en het aantal gemiste antwoorden in de verslavings-Stroop-taak, evenals de valentie en de bekendheid van de stimuli, werden geanalyseerd met behulp van 2 × 2 gemengde variantieanalyses (ANOVA) met de tussen-subjectfactor groep (gamers/niet-gamers) en de binnen-subjectfactor woord/afbeeldingstype (computergerelateerd/neutraal). De reactietijden en het aantal fouten in de visuele test werden geanalyseerd met behulp van een 2 × 2 × 2 mixed-design ANOVA met de tussen-subjectfactor groep (gamers/niet-gamers) en de binnen-subjectfactoren SOA (150 ms/450 ms) en type afbeelding (computergerelateerd/neutraal). Alleen correcte antwoorden werden meegenomen in de analyses van de reactietijden. In de verslavings-Stroop-test werden reactietijden korter dan 200 ms uitgesloten van de analyse, omdat deze werden beschouwd als het gevolg van trage reacties op het voorgaande woord ( Whelan, 2008 ). LSD post-hoc-tests werden berekend voor alle significante effecten in de ANOVA's. De significantiewaarde werd ingesteld op p < .05 en Cohen's d en η² worden gerapporteerd als maten voor de effectgrootte.
De onderzoeksprocedures werden uitgevoerd in overeenstemming met de Verklaring van Helsinki. De Institutional Review Board van de Georg-August University, Goettingen, keurde de studie goed, omdat de auteurs daar eerder hebben gewerkt en de experimenten daar zijn uitgevoerd. Alle proefpersonen werden op de hoogte gebracht van het onderzoek en iedereen gaf geïnformeerde toestemming.
Resultaten
Demografie
De groepen verschilden niet significant wat betreft geslacht, χ² ( 1 ) = 1.85, p > 0,10 of leeftijd, t (45) = –1.55, p > 0,10, maar de overmatige gamers besteedden meer tijd aan hun computer voor recreatieve doeleinden dan de niet-gamers, t (45) = 4.51, p < 0,001, d = 1.19. Zie tabel 1 voor details.
|
Tabel 1. Beschrijvende statistieken voor de overmatige internet gamers en de niet-gamers
| Excessieve internet gamers (n = 21) | Non-gamers (n = 30) | |
|---|---|---|
| Geslacht (% man) | 81.0 | 63.3 |
| Leeftijd (jaren) | 22.9 ± 2.1 | 24.5 ± 3.2 |
| Privé computergebruik per dag (h) | 4.7 ± 2.9 | 2.0 ± 1.4 |
De 2 × 2 ANOVA toonde geen hoofdeffect voor groep, F (1,46) = 0.92, p = 0,34, of woordtype, F (1,46) = 0.03, p = 0,86, maar wel een interactie voor groep × woordtype, F (1,46) = 12.13, p = 0,001, η² = 001. LSD post-hoc tests lieten zien dat de gamers langzamer reageerden op computergerelateerde woorden (583.2 ± 42.2 ) dan op neutrale woorden (573.7 ± 41.2) en dat de niet-gamers langzamer reageerden op neutrale woorden (597.5 ± 57.9) dan op computergerelateerde woorden (587.0 ± 50.3). Zie Figuur 2 voor details.
Figuur 2. Gemiddelde reactietijden (± SE) op neutrale en computergerelateerde woorden in de verslavings-Strooptest. Haakjes geven significante post-hoc-tests aan, * p < .05, ** p < .01
De deelnemers drukten in 10.2% van alle proeven op de verkeerde toets en misten in 6.2% van alle proeven een woord. De fouten van de deelnemers werden geanalyseerd met een 2 × 2 mixed design ANOVA. Deze analyse leverde geen hoofdeffect op voor groep, F (1,46) = 0.012, p = 92, woordtype, F (1,46) = 0.003, p = 96, of een interactie tussen groep en woordtype, F (1,46) = 0.68, p = 41 voor de 2 × 2 ANOVA. De analyse van gemiste woorden met een 2 × 2 ANOVA leverde geen hoofdeffect op voor groep, F (1,46) = 3.01, p = 09, woordtype, F (1,46) = 0.25, p = 62, of een interactie tussen groep en woordtype, F (1,46) = 0.25, p = 62.
Visuele sonde
De 2 × 2 × 2 ANOVA toonde een hoofdeffect voor groep, F(1,49) = 4.59, p = .037, ŋ2 = .06 (de gamers reageerden over het algemeen sneller dan de niet-gamers) en een hoofdeffect voor SOA, F(1,49) = 51.34, p <.001, ŋ2 = .10 (deelnemers reageerden sneller na lange SOA's dan na korte SOA's), maar het toonde geen hoofdeffect voor het beeldtype, F(1,49) = 1.22, p = .28. Er waren geen interacties voor de SOA × -groep, F(1,49) = 0.51, p = .48, afbeeldingstype × groep, F(1,49) = 0.40, p = .84, SOA × afbeeldingstype, F(1,49) = 3.11, p = .08, of SOA × afbeeldingstype × groep, F(1,49) = 1.32, p = .26. Zie tafel 2 en Figuur 3 voor meer info.
Figuur 3. Gemiddelde reactietijden (± SE) tot neutrale en computergerelateerde afbeeldingen met korte en lange stimulus-start asynchronieën (SOA) in de visuele sonde
|
Tabel 2. Reactietijden (ms) tot neutrale en computer-gerelateerde woorden met korte en lange stimulus-begin asynchronieën in de visuele sonde
| Korte asynchronie van de stimulusaanzet | Lange stimulus-aanvang asynchronie | ||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Neutraal | Computer gerelateerd | Neutraal | Computer gerelateerd | ||||||
| Groep | n | M | SD | M | SD | M | SD | M | SD |
| Excessieve internet gamers | 30 | 331.2 | 31.9 | 336.1 | 31.8 | 319.5 | 30.2 | 317.9 | 25.9 |
| Non-gamers | 21 | 353.4 | 42.4 | 355.2 | 43.2 | 341.8 | 39.1 | 342.3 | 40.9 |
De deelnemers hebben in 1.8% van de proeven de verkeerde sleutel ingedrukt. De fouten van de deelnemers werden opnieuw geanalyseerd met een 2 × 2 × 2 mixed design ANOVA. Deze analyse liet geen hoofdeffect zien voor de groep, F(1,49) = 1.15, p = .29, afbeeldingstype, F(1,49) = 2.56, p = .12 of SOA, F(1,49) = 0.05, p = .83, maar het toonde wel een interactiegroep × afbeeldingstype, F(1,49) = 4.79, p = .033, ŋ2 = .01. LSD post-hoc tests lieten zien dat de gamers meer fouten maakten met computergerelateerde plaatjes (4.7 ± 3.7) dan met neutrale plaatjes (3.4 ± 2.5). De niet-gamers verschilden niet in het aantal fouten bij neutrale plaatjes (3.4 ± 2.7) en computergerelateerde plaatjes (3.2 ± 2.3). Er waren geen interacties voor groep × SOA, F(1,49) = 2.20, p = .14, afbeeldingstype × SOA, F(1,49) = 0.002, p = .96, of groep × afbeeldingstype × SOA, F(1,49) = 0.65, p = .42. De deelnemers misten geen doelen.
Waardigheid en bekendheid
Teksten
Wat betreft valentie, toonde de 2 × 2 ANOVA een hoofdeffect voor woordtype, F (1,46) = 11.60, p = .001, ŋ 2 = .07 en een interactie groep × woordtype, F (1,46) = 30.81, p < .001, ŋ 2 = .19. LSD post-hoc tests onthulden dat de gamers computergerelateerde woorden (6.4 ± 1.3) als positiever beoordeelden dan neutrale woorden (5.2 ± 0.7). De valentiebeoordelingen van de niet-gamers verschilden niet voor neutrale (5.6 ± 0.8) en computergerelateerde woorden (5.3 ± 0.9). Er was geen hoofdeffect voor groep, F (1,46) = 1.52, p = .22. Zie figuur 4a voor details.
Figuur 4. Gemiddelde valentie en bekendheid (± SE) van neutrale en computergerelateerde woorden (links) en afbeeldingen (rechts) in de verslavings-Stroop-test en de visuele test. Haakjes geven significante post-hoc-tests aan, * p < .05, ** p < .01 *** p < .001
Wat betreft bekendheid, toonde de 2 × 2 ANOVA een hoofdeffect voor groep, F (1,46) = 4.38, p = .04, ŋ 2 = .05 en een interactie tussen groep en woordtype, F (1,46) = 13.79, p = .001, ŋ 2 = .09. LSD post-hoc tests lieten zien dat de gamers meer bekend waren met computergerelateerde woorden (7.9 ± 0.9) dan met neutrale woorden (7.1 ± 1.3); het omgekeerde gold voor de niet-gamers (neutrale woorden: 7.1 ± 1.3; computergerelateerde woorden: 6.6 ± 1.4). Er was geen hoofdeffect voor woordtype, F (1,46) = 0.89, p = .35. Zie figuur 4c voor details.
Foto's
Wat betreft valentie waren er geen hoofdeffecten voor groep, F (1,49) = 1.79, p = 19 of type afbeelding, F (1,49) = 2.59, p = 11 voor de 2 × 2 ANOVA, maar er werd wel een interactie gevonden, F (1,49) = 23.43, p < 001, ŋ 2 = 07. LSD post-hoc tests toonden aan dat de gamers computergerelateerde afbeeldingen (6.5 ± 1.5) positiever beoordeelden dan neutrale afbeeldingen (5.8 ± 1.4) en dat de niet-gamers neutrale afbeeldingen (5.9 ± 1.3) positiever beoordeelden dan computergerelateerde afbeeldingen (5.5 ± 1.2). Zie figuur 4b voor details.
Wat betreft bekendheid, toonde de 2 × 2 ANOVA een hoofdeffect voor het type afbeelding, F (1,49) = 12.65, p = .001, ŋ 2 = .06 en een interactie tussen groep en type afbeelding, F (1,49) = 10.21, p = .002, ŋ 2 = .05. LSD post-hoc tests lieten zien dat de gamers meer bekend waren met computergerelateerde afbeeldingen (7.3 + 1.1) dan met neutrale afbeeldingen (6.3 + 1.3). De bekendheidsbeoordelingen van de niet-gamers verschilden niet tussen neutrale afbeeldingen (6.2 + 1.0) en computergerelateerde afbeeldingen (6.3 + 1.3). Er was geen hoofdeffect voor groep, F (1,49) = 2.85, p = .10. Zie figuur 4d voor details.
Discussie en conclusies
We gebruikten een verslaving Stroop en een visuele sonde om te onderzoeken of excessieve internetgamers een aandachtsbias vertonen ten opzichte van computergerelateerde stimuli. Steunend op onze eerste hypothese reageerden de gamers langzamer op computergerelateerd dan op neutrale woorden in een verslaving Stroop. Hun reactietijden waren echter niet verschillend tussen doelen na computergerelateerde en neutrale beelden in een visuele sonde. Onze tweede hypothese werd dus niet ondersteund.
De bevinding dat overmatige gamers een aandachtsbias vertonen in een verslavende Stroop-test, breidt de resultaten van Metcalf en Pammer ( 2011 ) uit. Niet alleen MMORPG-woorden, maar ook woorden die in het algemeen met computers te maken hebben, zoals 'monitor' , trokken de aandacht van overmatige internetgamers en veroorzaakten een verstoring van een gedragstaak . Dit is in overeenstemming met het model waarin de aandachtsbias wordt veroorzaakt door klassieke conditionering, waarbij stimuli die gerelateerd zijn aan de context, in plaats van de inhoud, van de game-ervaring de geconditioneerde stimulus (CS) worden. Bovendien hebben computers volgens de theorie van actuele zorgen ( Cox et al., 2006 ) een sterke motivationele waarde voor mensen die gamen als doel hebben. In tegenstelling tot onze resultaten vonden Van Holst et al. ( 2012 ) geen verschil in reactietijd tussen gamegerelateerde en neutrale woorden. Een mogelijke verklaring voor de discrepantie zou kunnen zijn dat ze een minder homogene steekproef hebben onderzocht en meer heterogeen stimulusmateriaal hebben gebruikt: hun deelnemers speelden verschillende soorten spellen en de woorden die de deelnemers zagen, waren afkomstig uit deze verschillende spellen, waardoor ze mogelijk niet voor alle gamers even relevant waren.
Net als Van Holst et al. ( 2012 ) hebben we geen aandachtsbias in de reactietijden bij een visuele test aangetoond, maar we vonden wel dat alleen de overmatige internetgamers significant meer fouten maakten bij doelen na computergerelateerde afbeeldingen vergeleken met neutrale afbeeldingen. Dit zou kunnen betekenen dat het zien van computergerelateerde afbeeldingen leidde tot een preoccupatie met computerspellen die het correct lokaliseren van het doel belemmerde. Niettemin, aangezien de deelnemers over het algemeen zo weinig fouten maakten, moet dit resultaat met de nodige voorzichtigheid worden geïnterpreteerd. In tegenstelling tot onze studie vonden Lorenz et al. ( 2013 ) een aandachtsbias bij overmatige WoW- gamers voor WoW -gerelateerde afbeeldingen in een dot-probe. Mogelijk trekken WoW -gerelateerde afbeeldingen meer aandacht dan computergerelateerde afbeeldingen.
Uit een onderzoek van Dye, Green en Bavelier ( 2009 ) bleek dat het spelen van actievideogames de reactietijd verbetert. Dit zou de reden kunnen zijn waarom gamers over het algemeen sneller waren dan niet-gamers bij de visuele test. Gamers waren echter niet sneller bij de verslavings-Strooptest. Mogelijk komt reageren op een doelwit op een bepaalde locatie meer overeen met hun reguliere game-ervaring dan het aanwijzen van de kleur van een woord. Bovendien verschillen de mechanismen die aan de taken ten grondslag liggen: bij de verslavings-Strooptest interfereert het verwerken van de semantische betekenis van het computergerelateerde woord met het benoemen van de kleur van het woord, terwijl bij de visuele test het richten van de aandacht op een computergerelateerde afbeelding het detecteren van een daaropvolgend doelwit vergemakkelijkt .
De buitensporige internetgamers, maar niet de niet-gamers beoordeelden computergerelateerde woorden en afbeeldingen positiever dan neutrale en waren er meer vertrouwd mee, vertoonden een te verwachten patroon en ondersteunden de stimuluskeuze.
Omdat de resultaten van de experimenten tegenstrijdig zijn, zijn verdere studies nodig om de aandachtsbias bij buitensporige internetgamers te onderzoeken. We baseren ons op de conclusie dat gamers een aandachtsbias vertonen, wat in overeenstemming is met de resultaten van onderzoeken met mensen met drugstoornissen (Cox et al., 2006; Robbins en Ehrman, 2004) en gokstoornis (Boyer en Dickerson, 2003; McCusker et al., 1997; Molde et al., 2010; Vizcaino et al., 2013), evenals onze verslaving Stroop. Een reden voor het ontbreken van een effect in de visuele sonde kan zijn dat de taak te gemakkelijk was voor de gamers om een vertekening te detecteren. De buitensporige gamers in onze studie hadden een gemiddelde reactietijd van 326 ms voor alle doelen. In vergelijking hiermee vertonen mensen met een middelenstoornis reactietijden tussen 361 en 643 ms (Bradley, Field, Mogg en De Houwer, 2004; Bradley, Mogg, Wright, & Field, 2003; Ehrman et al., 2002; Field & Cox, 2008; Field, Eastwood, Bradley en Mogg, 2006; Field, Mogg en Bradley, 2004; Field, Mogg, Zetteler en Bradley, 2004; Lubman, Peters, Mogg, Bradley en Deakin, 2000; Mogg, Bradley, Field, & De Houwer, 2003). Het is mogelijk dat zelfs als gamers meer aandacht besteedden aan de computergerelateerde stimuli, dit het nog steeds niet mogelijk heeft gemaakt om doelen te detecteren die deze stimuli volgden, omdat het reageren op de doelen misschien zo eenvoudig was dat facilitering de reactietijd niet verder kon verbeteren. Eye-tracking zou kunnen worden gebruikt om erachter te komen of buitensporige internetgamers hun aandacht besteden aan computergerelateerde afbeeldingen. Marks et al. (2014) combineerde een visuele sonde met eye-tracking bij het onderzoeken van mensen die verslaafd zijn aan cocaïne. De auteurs vonden geen verschil in de reactietijden, maar de eye-tracking liet zien dat mensen die verslaafd zijn aan cocaïne langer gefixeerd zijn op foto's die gerelateerd zijn aan verslaving dan op neutrale.
De resultaten van ons onderzoek moeten worden geïnterpreteerd in het licht van de beperkingen ervan: de steekproef bestond uit universiteitsstudenten, waardoor de generaliseerbaarheid beperkt is. Mogelijk was de visuele stimulus te gemakkelijk voor de deelnemers, en daarom zouden toekomstige studies een meer uitdagend paradigma moeten gebruiken. Tot de methodologische sterke punten van de huidige studie behoort dat aan de eisen van Cox et al. ( 2006 ) voor een valide Stroop-test voor verslaving is voldaan en dat over het algemeen kleine verschillen tussen computergerelateerde en neutrale stimuli zijn vermeden, die de reactietijden zouden kunnen beïnvloeden.
Samenvattend, de verslaving Stroop, maar niet de visuele sonde, leverde bewijs voor het bestaan van een aandachtsbias in overmatige internet gamers. Verdere studies zouden dit moeten volgen door het gebruik van directe maten van aandachtsbiassen, zoals eye-tracking.
NN en AB hebben het onderzoek ontworpen. FJ heeft bijgedragen aan het ontwerp. FJ en AB hebben de statistische analyses uitgevoerd. FJ schreef de eerste versie van het manuscript en alle auteurs hebben bijgedragen aan en hebben het definitieve manuscript goedgekeurd. Alle auteurs hadden volledige toegang tot alle gegevens in het onderzoek en namen de verantwoordelijkheid voor de integriteit van de gegevens en de nauwkeurigheid van de gegevensanalyse.
De auteurs verklaren geen belangenconflict.
We danken Julia Meister en Lisa-Maria Benedickt voor hun onschatbare hulp bij het verzamelen van gegevens.
Referenties
| Achab, S., Nicolier, M., Mauny, F., Monnin, J., Trojak, B., Vandel, P., Sechter, D., Gorwood, P., & Haffen, E. (2011). Massaal multiplayer online rollenspellen: vergelijking van kenmerken van verslaafde versus niet-verslaafde online gerekruteerde gamers in een Franse volwassen populatie. BMC Psychiatry, 11 (1), 144. doi: 10.1186 / 1471-244X-11-144 CrossRef, Medline | |
| American Psychiatric Association. (2013). Diagnostische en statistische handleiding voor psychische stoornissen: DSM-5TM (5th ed.). Arlington, VA: American Psychiatric Publishing. CrossRef | |
| Atkins, G., en Sharpe, L. (2006). Cognitieve vooroordelen bij probleemgokken. Gambling Research: Journal of the National Association for Gambling Studies, 15 (2), 35–43. | |
| Barke, A., Nyenhuis, N., Voigts, T., Gehrke, H., & Kröner-Herwig, B. (2013). De dwangmatige schaal voor internetgebruik (CIUS) aangepast om buitensporige multiplayer-gaming te beoordelen. Journal of Addiction Research & Therapy, 4 (5), 164–170. doi: 10.4172 / 2155-6105.1000164 | |
| Barnett, J., en Coulson, M. (2010). Vrijwel echt: een psychologisch perspectief op massively multiplayer online games. Review of General Psychology, 14 (2), 167-179. doi: 10.1037 / a0019442 CrossRef | |
| Batthyány, D., Müller, K. W., Benker, F., & Wölfling, K. (2009). Computerspelletjes: klinische kenmerken van afhankelijkheid en misbruik bij adolescenten. Wiener klinische Wochenschrift, 121, 502–509. doi: 10.1007 / s00508-009-1198-3 CrossRef, Medline | |
| Beutel, M. E., Hoch, C., Wölfling, K., & Müller, K. W. (2011). Klinische Merkmale der Computerspiel- en Internetsucht am Beispiel der Inanspruchnehmer en Spielsuchtambulanz. Zeitschrift für Psychosomatische Medizin und Psychotherapie, 57 (1), 77-90. CrossRef, Medline | |
| Blizzard Entertainment. (2014). World of Warcraft® overtreft 10 miljoen abonnees als Warlords of DraenorTM de lancering begint. Teruggeplaatst van http://blizzard.gamespress.com/world-of-warcraft-surpasses-10-million-subscribers-as-warlords-of-drae, gearchiveerd onder http://www.webcitation.org/6Z8WXvpVf | |
| Boyer, M., en Dickerson, M. (2003). Attentional bias en verslavend gedrag: automatisme in een gokspecifieke gemodificeerde Stroop-taak. Verslaving, 98, 61-70. CrossRef, Medline | |
| Bradley, B., Field, M., Mogg, K., & De Houwer, J. (2004). Aandachts- en evaluatieve vooroordelen voor rookaanwijzingen bij nicotineafhankelijkheid: Componentprocessen van vooroordelen in visuele oriëntatie. Gedragsfarmacologie, 15, 29-36. doi: 10.1097 / 00008877-200402000-00004 CrossRef, Medline | |
| Bradley, B., Mogg, K., Wright, T., & Field, M. (2003). Attentional bias in drugsverslaving: waakzaamheid voor sigarettengerelateerde signalen bij rokers. Psychologie van verslavend gedrag, 17 (1), 66–72. doi: 10.1037 / 0893-164X.17.1.66 CrossRef, Medline | |
| Chen, S.-Y., & Tzeng, J.-Y. (2010). Praktijkprofielen van vrouwelijke en mannelijke zware internetgebruikers en hun academische cijfers en psychosociale aanpassing. Cyberpsychology, Behavior and Social Networking, 13 (3), 257-262. CrossRef, Medline | |
| Chiu, S.-I., Lee, J.-Z., & Huang, D.-H. (2004). Verslaving aan videogames bij kinderen en tieners in Taiwan. Cyberpsychology & Behavior, 7 (5), 571-581. CrossRef, Medline | |
| Cole, H., en Griffiths, M. D. (2007). Sociale interacties in massaal multiplayer online rollenspelgamers. CyberPsychology & Behavior, 10 (4), 575-583. doi: 10.1089 / cpb.2007.9988 CrossRef, Medline | |
| Cox, W. M., Fadardi, J.S., en Pothos, E. M. (2006). De verslaving-Stroop-test: theoretische overwegingen en procedurele aanbevelingen. Psychological Bulletin, 132 (3), 443-476. doi: 10.1037 / 0033-2909.132.3.443 CrossRef, Medline | |
| Cox, W. M., Hogan, L. M., Kristian, M. R., & Race, J. H. (2002). Aandachtsbias voor alcohol als voorspeller van het behandelresultaat van alcoholmisbruikers. Drugs- en alcoholverslaving, 68, 237–243. doi: 10.1016 / S0376-8716 (02) 00219-3 CrossRef, Medline | |
| Kleurstof, M. W. G., Green, C. S., & Bavelier, D. (2009). Verwerkingssnelheid verhogen met actie-videogames. Current Directions in Psychological Science, 18 (6), 321-326. doi: 10.1111 / j.1467-8721.2009.01660.x CrossRef, Medline | |
| Ehrman, R. N., Robbins, S. J., Bromwell, M. A., Lankford, M. E., Monterosso, J. R., & O'Brien, C. P. (2002). Het vergelijken van aandachtsbias met het roken van signalen bij huidige rokers, ex-rokers en niet-rokers met behulp van een dot-probe-taak. Drugs- en alcoholafhankelijkheid, 67 (2), 185–191. doi: 10.1016 / S0376-8716 (02) 00065-0 CrossRef, Medline | |
| Field, M., & Cox, W. M. (2008). Aandachtsbias in verslavend gedrag: een overzicht van de ontwikkeling, oorzaken en gevolgen ervan. Drugs- en alcoholverslaving, 97 (1–2), 1–20. doi: 10.1016 / j.drugalcdep.2008.03.030 CrossRef, Medline | |
| Field, M., Eastwood, B., Bradley, B. P., & Mogg, K. (2006). Selectieve verwerking van cannabissignalen bij regelmatige cannabisgebruikers. Drugs- en alcoholverslaving, 85, 75–82. doi: 10.1016 / j.drugalcdep.2006.03.018 CrossRef, Medline | |
| Field, M., Mogg, K., & Bradley, B. P. (2004). Cognitieve vooringenomenheid en het verlangen naar drugs bij recreatieve cannabisgebruikers. Drugs- en alcoholafhankelijkheid, 74 (1), 105-111. doi: 10.1016 / j.drugalcdep.2003.12.005 CrossRef, Medline | |
| Field, M., Mogg, K., Zetteler, J., & Bradley, B. P. (2004). Aandachtsbias voor alcoholcues bij zware en lichte sociale drinkers: de rollen van initiële oriëntatie en vastgehouden aandacht. Psychopharmacology, 176 (1), 88-93. doi: 10.1007 / s00213-004-1855-1 CrossRef, Medline | |
| Field, M., Munafò, M. R., & Franken, I. H. A. (2009). Een meta-analytisch onderzoek naar de relatie tussen aandachtsbias en subjectieve hunkering bij middelenmisbruik. Psychological Bulletin, 135 (4), 589-607. doi: 10.1037 / a0015843 CrossRef, Medline | |
| Griffiths, M. D., Davies, M. N., & Chappell, D. (2004). Demografische factoren en spelvariabelen bij online computergames. Journal of Adolescence, 7 (1), 87–96. CrossRef | |
| Hellström, C., Nilsson, K. W., Leppert, J., & Slund, C. (2012). Invloeden van motieven om te spelen en tijd besteed aan gamen op de negatieve gevolgen van online computergamen voor adolescenten. Computers in menselijk gedrag, 28, 1379–1387. doi: 10.1016 / j.chb.2012.02.023 CrossRef | |
| Institut für Deutsche Sprache. (2009). DeReWo Korpusbasierte Wortformenliste. Opgehaald van http://www1.ids-mannheim.de/kl/projekte/methoden/derewo.html, Gearchiveerd onder http://www.webcitation.org/6ZLwqqE8l | |
| Ishihara Farbtafel. (2009). Opgehaald van http://www.docstoc.com/docs/5184693/color-blindness-test, Gearchiveerd onder http://www.webcitation.org/6Z8WkPjqt | |
| Janssen, T., Larsen, H., Vollebergh, W. A. M., & Wiers, R. W. (2015). Longitudinale relaties tussen cognitieve bias en alcoholgebruik door adolescenten. Verslavend gedrag, 44, 51–57. doi: 10.1016 / j.addbeh.2014.11.018 CrossRef, Medline | |
| Jeong, E. J., en Kim, D. H. (2011). Sociale activiteiten, zelfeffectiviteit, spelattitudes en gameverslaving. Cyberpsychologie, gedrag en sociale netwerken, 14 (4), 213-21. doi: 10.1089 / cyber.2009.0289 CrossRef, Medline | |
| Lemmens, J.S., Valkenburg, P. M., & Peter, J. (2011). Psychosociale oorzaken en gevolgen van pathologisch gamen. Computers in Human Behavior, 27 (1), 144–152. doi: 10.1016 / j.chb.2010.07.015 CrossRef | |
| Liu, M., en Peng, W. (2009). Cognitieve en psychologische voorspellers van de negatieve uitkomsten van het spelen van MMOG's (massively multiplayer online games). Computers in Human Behavior, 25 (6), 1306–1311. doi: 10.1016 / j.chb.2009.06.002 CrossRef | |
| Lo, S., Wang, C., & Fang, W. (2005). Fysieke interpersoonlijke relaties en sociale angst onder spelers van online games. CyberPsychology & Behavior, 8 (1), 15-20. doi: 10.1089 / cpb.2005.8.15 CrossRef, Medline | |
| Lorenz, R. C., Krüger, J.-K., Neumann, B., Schott, B. H., Kaufmann, C., Heinz, A., & Wüstenberg, T. (2013). Cue-reactiviteit en de remming ervan bij pathologische computerspelspelers. Verslavingsbiologie, 18 (1), 134–146. doi: 10.1111 / j.1369-1600.2012.00491.x CrossRef, Medline | |
| Lubman, D. I., Peters, L. A., Mogg, K., Bradley, B. P., & Deakin, J. F. (2000). Aandachtsbias voor drugssignalen bij opiaatverslaving. Psychologische geneeskunde, 30 (30), 169-175. doi: 10.1017 / S0033291799001269 CrossRef, Medline | |
| Marks, K. R., Roberts, W., Stoops, W. W., Pike, E., Fillmore, M. T., & Rush, C. R. (2014). Fixatietijd is een gevoelige maatstaf voor aandachtsbias van cocaïne. Verslaving, 109, 1501-1508. doi: 10.1111 / add.12635 CrossRef, Medline | |
| McCusker, C. G., Gettings, B., & Ireland, N. (1997). Automatisering van cognitieve vooroordelen bij verslavend gedrag: verder bewijs bij gokkers. British Journal of Clinical Psychology, 36, 543-554. CrossRef, Medline | |
| Metcalf, O., & Pammer, K. (2011). Attente vooringenomenheid bij buitensporige massale multiplayer online role-playing gamers die een aangepaste Stroop-taak gebruiken. Computers in Human Behavior, 27 (5), 1942–1947. doi: 10.1016 / j.chb.2011.05.001 CrossRef | |
| Mogg, K., Bradley, B. P., Field, M., & De Houwer, J. (2003). Oogbewegingen naar rookgerelateerde afbeeldingen bij rokers: relatie tussen aandachtsbias en impliciete en expliciete metingen van stimulusvalentie. Verslaving, 98, 825-836. doi: 10.1046 / j.1360-0443.2003.00392.x CrossRef, Medline | |
| Molde, H., Pallesen, S., Sætrevik, B., Hammerborg, D. K., Laberg, J. C., & Johnsen, B.-H. (2010). Attente vooroordelen bij pathologische gokkers. International Gambling Studies, 10 (1), 45-59. doi: 10.1080 / 14459791003652501 CrossRef | |
| Peng, W., en Liu, M. (2010). Afhankelijkheid van online gamen: een voorstudie in China. Cyberpsychologie, gedrag en sociale netwerken, 13 (3), 329-333. CrossRef, Medline | |
| Petry, NM, Rehbein, F., Gentile, DA, Lemmens, JS, Rumpf, H.-J., Mößle, T., Bischof, G., Tao, R., Fung, DS, Borges, G., Auriacombe , M., González Ibáñez, A., Tam, P., & O'Brien, CP (2014). Een internationale consensus voor het beoordelen van internetgamingstoornis met behulp van de nieuwe DSM-5-benadering. Verslaving, 109 (9), 1399-1406. doi: 10.1111 / add.12457 CrossRef, Medline | |
| Posner, M. I., Snyder, C. R., & Davidson, B. J. (1980). Aandacht en het detecteren van signalen. Journal of Experimental Psychology, 109 (2), 160–174. doi: 10.1037 / 0096-3445.109.2.160 CrossRef, Medline | |
| Rehbein, F., Kleimann, M., & Mössle, T. (2010). Prevalentie en risicofactoren van afhankelijkheid van videogames tijdens de adolescentie: resultaten van een Duitse landelijke enquête. Cyberpsychologie, gedrag en sociale netwerken, 13 (3), 269–277. doi: 10.1089 / cyber.2009.0227 CrossRef, Medline | |
| Robbins, S. J., en Ehrman, R. N. (2004). De rol van aandachtsbias bij middelenmisbruik. Behavioral and Cognitive Neuroscience Reviews, 3, 243-260. CrossRef, Medline | |
| Schoenmakers, T. M., de Bruin, M., Lux, I. F. M., Goertz, A. G., Van Kerkhof, D. H., & Wiers, R. W. (2010). Klinische effectiviteit van training van aandachtsbias-modificatie bij abstinente alcoholische patiënten. Drugs- en alcoholverslaving, 109 (1–3), 30–36. doi: 10.1016 / j.drugalcdep.2009.11.022 CrossRef, Medline | |
| Shen, C., en Williams, D. (2011). Tijd online uitpakken: verbinding maken met internet en massaal gebruik van online multiplayer-games met psychosociaal welzijn. Communication Research, 38 (1), 123–149. doi: 10.1177 / 0093650210377196 CrossRef | |
| Singh, A. (2013). Asia Pacific heeft het grootste dagelijkse online gamingpubliek. Opgehaald van http://www.comscore.com/Insights/Data-Mine/Asia-Pacific-Has-Largest-Daily-Online-Gaming-Audience, Gearchiveerd onder http://www.webcitation.org/6Z8WKx7kk | |
| Skoric, M. M., Teo, L. L. C., en Neo, R. L. (2009). Kinderen en videogames: verslaving, betrokkenheid en schoolprestaties. CyberPsychology & Behavior, 12 (5), 567-572. CrossRef, Medline | |
| Smyth, J. M. (2007). Meer dan zelfselectie bij het spelen van videogames: een experimenteel onderzoek naar de gevolgen van massaal multiplayer online rollenspel. CyberPsychology & Behavior, 10 (5), 717-721. doi: 10.1089 / cpb.2007.9963 CrossRef, Medline | |
| Van Holst, R. J., Lemmens, J.S., Valkenburg, P. M., Peter, J., Veltman, D. J., & Goudriaan, A. E. (2012). Aandachtsbias en ontremming ten opzichte van spelaanwijzingen zijn gerelateerd aan probleemgamen bij mannelijke adolescenten. Journal of Adolescent Health, 50 (6), 541-546. doi: 10.1016 / j.jadohealth.2011.07.006 CrossRef, Medline | |
| Van Rooij, A. J., Kuss, D., Griffiths, M. D., Shorter, G. W., & Van de Mheen, D. (2013). Het (samen) voorkomen van problematisch videogamespel, middelengebruik en psychosociale problemen bij adolescenten. Journal of Behavioral Addictions, 3 (3), 157-165. doi: 10.1556 / JBA.3.2014.013 Link | |
| Van Rooij, A. J., Schoenmakers, T. M., Vermulst, A. A., Van den Eijnden, R. J. J. M., & Van de Mheen, D. (2011). Verslaving aan online videogames: identificatie van verslaafde adolescente gamers. Verslaving, 106 (1), 205–212. doi: 10.1111 / j.1360-0443.2010.03104.x CrossRef, Medline | |
| Vizcaino, E. J. V., Fernandez-Navarro, P., Blanco, C., Ponce, G., Navio, M., Moratti, S., & Rubio, G. (2013). Behoud van aandacht en pathologisch gokken. Psychologie van verslavend gedrag, 27 (3), 861-867. doi: 10.1037 / a0032656 CrossRef, Medline | |
| Whelan, R. (2008). Effectieve analyse van reactietijdgegevens. The Psychological Record, 58, 475-482. |