1Philipps-University, Marburg, Duitsland
1Philipps-University, Marburg, Duitsland
SAMENVATTING
Internet Gaming Disorder is opgenomen in de Diagnostische en statistische handleiding voor geestelijke aandoeningen (5th editie) als een stoornis die verder onderzoek verdient. De diagnostische criteria zijn gebaseerd op die voor Stance Use Disorder en Gambling Disorder. Overmatige gokkers en personen met een drugsgebruikstoornis vertonen aandachtsbias voor stimuli die verband houden met hun verslavingen. We hebben onderzocht of excessieve internetgamers een vergelijkbare aandachtsbias vertonen, door twee gevestigde experimentele paradigma's te gebruiken.
Methoden
We maten reactietijden van overmatige internetgamers en niet-gamers (N = 51, 23.7 ± 2.7 jaar) door een Stroop-verslaving te gebruiken met computergerelateerde en neutrale woorden, evenals een visuele sonde met computergerelateerde en neutrale afbeeldingen. Mixed-design-variantieanalyses met de tussen-proefpersonen-factorgroep (gamer / niet-gamer) en het binnen-proefpersoon-factorstimulustype (computergerelateerd / neutraal) werden berekend voor de reactietijden en voor valentie- en bekendheidscores van de stimulus materiaal.
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).
Op dit moment spelen wereldwijd 671 miljoen mensen computerspelletjes (Singh, 2013). Massaal multiplayer online role-playing games (MMORPG's) goed voor een vierde van de wereldwijde inkomsten voor computerspellen (Barnett & Coulson, 2010). MMORPG's zijn op fantasie gebaseerde spellen waarin duizenden spelers communiceren via hun individuele karakter, de avatar. Om succesvol te zijn, moeten spelers samenwerken (Cole & Griffiths, 2007) en investeer achtereenvolgens meer tijd (Van Rooij et al., 2011). MMORPG's hebben geen eindpunt (zoals een laatste gevecht) en zijn persistent; dat wil zeggen, het spel gaat door, zelfs als een speler niet is ingelogd (Barnett & Coulson, 2010). Spelers worden met tussenpozen versterkt door het verwerven van hogere niveaus, vaardigheden, virtueel goud of betere apparatuur. De meest populaire MMORPG is World of Warcraft (WoW), die 10 miljoen abonnees heeft (Blizzard Entertainment, 2014). Vanwege hun sociale aard, persistentie en intermitterende versterking dragen MMORPG's een hoog risico op overmatig gebruik (Beutel, Hoch, Wölfling en Müller, 2011). Smyth (2007) toegewezen studenten die eerder geen computerspelletjes speelden om er een te spelen (solo, arcade, console of MMORPG) voor minstens een uur per week. Na een maand rapporteerden MMORPG-spelers vaker te spelen dan de andere deelnemers, slechter lichamelijke gezondheid en slaapkwaliteit, en het spel dat zich meer met hun studies bemoeide.
Internet Gaming Disorder is opgenomen in de appendix van de Diagnostische en statistische handleiding voor geestelijke aandoeningen (5th editie) om verder onderzoek aan te moedigen (American Psychiatric Association, 2013). De diagnostische criteria zijn gebaseerd op die voor Stance Use Disorder en Gambling Disorder (Petry et al., 2014). De vraag rijst of Internet Gaming Disorder en deze stoornissen kenmerken delen in de ontwikkeling en het onderhoud van de stoornis (bijv. Conditionering en aandachtsprocessen).
Een aandachtsbias is een robuuste bevinding bij mensen met een drugsstoornis (Cox, Fadardi en Pothos, 2006; Robbins en Ehrman, 2004); het manifesteert zich in een verhoogde aandacht voor stimuli die geassocieerd zijn met elke respectievelijke verslaving (Cox et al., 2006). Met betrekking tot gokstoornis werd een dergelijke afwijking aangetoond in vier studies (Boyer en Dickerson, 2003; McCusker, Gettings, & Ierland, 1997; Molde et al., 2010; Vizcaino et al., 2013), terwijl één onderzoek er geen bewijs voor kon vinden (Atkins en Sharpe, 2006).
Volgens de theorie van de huidige bezorgdheid, ligt een motivationele staat, of huidige zorg, tussen de beslissing om een doel na te streven en het doel te bereiken of op te geven (Cox et al., 2006). Mensen met een drugstoornis hebben het doel een stof te gebruiken. Stimuli die hiermee verband houden, hebben een sterke motivationele waarde voor hen. Daarom worden ze het middelpunt van de aandacht en ontwikkelt zich een aandachtsbias voor deze stimuli. In de loop van de tijd kan dit impliciet en automatisch worden. Tijdens een lopende zorg kunnen conditioneringsprocessen zich ontwikkelen. Volgens klassieke conditionering wordt een neutrale stimulus (bijv. Lichter) herhaaldelijk gepaard met een ongeconditioneerde stimulus (bijv. Nicotine) en wordt een geconditioneerde stimulus (CS) die opwinding en verlangen veroorzaakt (Field & Cox, 2008). Aangezien de CS het medicijn voorspelt, is het meer saillant dan andere stimuli en verschuift de persoon zijn aandacht ernaar. Aandachtsvertekeningen spelen een rol bij het handhaven van verslavingen. Als mensen met drugstoornissen vaker drugsgerelateerde prikkels krijgen, ervaren ze hunkering (Field, Munafò en Franken, 2009), wat op zijn beurt kan leiden tot hernieuwde consumptie en kan het verblijf abstinent moeilijk maken (Cox, Hogan, Kristian en Race, 2002). Alcoholgerelateerde aandachtsbias voorspelde de hoeveelheid toekomstige alcoholconsumptie (Janssen, Larsen, Vollebergh, & Wiers, 2015), en een attentional bias modificatie training verbeterde onthouding (Schoenmakers et al., 2010).
Twee veelgebruikte maten voor aandachtsbias zijn de verslaving Stroop en de visuele sonde (Field & Cox, 2008). In de verslaving Stroop wordt een verslavingsgerelateerd of neutraal woord gepresenteerd in een van de verschillende kleuren (Field & Cox, 2008). Deelnemers worden geïnstrueerd om de kleur aan te geven en de reactietijden worden gemeten. Een aandachtsbias manifesteert zich in een langzamere reactie op verslaving gerelateerde woorden. Het onderliggende mechanisme is dat de automatische verwerking van de semantische inhoud van de meer opvallende woorden interfereert met de naamgeving van de kleur van het woord (Cox et al., 2006). Om verschillen in reactietijd aan het woordtype toe te schrijven, is het belangrijk dat de verslaving-gerelateerde en neutrale woorden niet verschillen in basiskenmerken zoals het aantal letters, lettergrepen en de frequentie in de taal; en aangezien de verslavingswoorden uit één categorie komen, moeten de neutrale woorden dat ook zijn (Cox et al., 2006). In de visuele sonde worden een verslavingsgerelateerd en een neutraal beeld gepresenteerd naast elkaar (Field & Cox, 2008). Een van de afbeeldingen wordt vervolgens vervangen door een doelwit en deelnemers krijgen de opdracht om de positie aan te geven. Opnieuw worden reactietijden gemeten. Over het algemeen reageren mensen sneller op een stimulus wanneer deze in een bezochte regio verschijnt (Posner, Snyder en Davidson, 1980). Als mensen met een drugstoornis sneller reageren op doelen die verslavingsgerelateerde afbeeldingen vervangen dan neutrale afbeeldingen, wordt hieruit afgeleid dat ze meer naar de aan verslaving gerelateerde afbeeldingen hebben gedaan (Field & Cox, 2008). In dit geval manifesteert zich een aandachtsbias sneller reactietijden op verslavingsgerelateerd materiaal.
Voor overmatige internet gamers zijn aandachtsbiassen alleen onderzocht met betrekking tot materiaal dat direct gerelateerd is aan de spellen. De resultaten waren heterogeen. Eén verslaving Stroop-taak (Metcalf en Pammer, 2011) en een dot-probe-taak (Lorenz et al., 2013) vonden een aandachtsbias naar MMORPG-stimuli, één verslaving Stroop en één visuele probe lukten dit niet (Van Holst et al., 2012). Het was ons doel om deze bevindingen uit te breiden en de vraag te onderzoeken of excessieve gamers een aandachtsbias vertonen, niet alleen voor MMORPG-stimuli, maar ook voor computerprikkels in het algemeen. Computers worden regelmatig gecombineerd met de spelervaring en volgens het model (Field & Cox, 2008) moeten zelf de CS worden en aanleiding geven tot een aandachtsbias. Als dat zo is, zou dit zeer relevant zijn voor het onderhoud en de behandeling van overmatig internetgamen.
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 de kleuren groen en rood die getallen vormen. Mensen met een normaal kleurzicht moeten de cijfers correct kunnen identificeren. Het testen van de kleurenvisie was nodig omdat de deelnemers verplicht waren om kleuren aan te geven in de verslaving Stroop. Ze beantwoordden vragen over demografie en computergebruik. Ze namen deel aan de verslaving Stroop en de visuele sondetaken. De volgorde van de taken was gebalanceerd tussen de deelnemers om reeks-effecten te voorkomen. Deelnemers werden individueel getest in een verduisterd laboratorium. Ze voltooiden de taken op een standaard 17-inch computermonitor en gebruikten een gewoon toetsenbord, een kinsteun om een constante afstand van 62 cm tot het scherm te garanderen, en oorbeschermers om het omgevingsgeluid te blokkeren. Na de experimentele taken beoordeelden de deelnemers de valentie en de vertrouwdheid van de woorden en de afbeeldingen die werden gebruikt bij de taken op twee 9-puntsschalen, variërend van 1 (erg onplezierig) naar 9 (heel fijn) en 1 (zeer onbekend) naar 9 (zeer bekend). Alle deelnemers ontvingen 10-euro's 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 neutrale 20-woorden van de categorie office (bijv. Telefoon) en 20 computergerelateerde woorden (bijv. Toetsenbord). Neutrale en computer-gerelateerde woorden hadden gelijke frequenties in de Duitse taal (Institut für Deutsche Sprache, 2009) en hetzelfde aantal letters en lettergrepen. Elk woord werd eenmaal gepresenteerd in rood, geel, groen en blauw, wat resulteerde in 160 stimuli voor elk blok. Tussen de twee blokken hadden de deelnemers een pauze van vijf minuten. Elke proef duurde 1000 ms, waarbij proefpersonen één woord in het midden van het scherm zagen tegen een grijze achtergrond. Elk woord werd gepresenteerd totdat een toets werd ingedrukt. Nadat een toets was ingedrukt, verscheen er een wit fixatiekruis voor de rest van de proef. Na 1000 ms verscheen automatisch het volgende woord. De volgorde van woorden en kleuren was willekeurig. De toetsen 'a', 's', 'k' en 'l' hadden stickers met de vier kleuren erop. De deelnemers plaatsten vier vingers op het toetsenbord en kregen de opdracht om zo snel mogelijk op de bijbehorende toets te drukken. Voorafgaand aan de experimentele blokken maakten ze zich vertrouwd met de taak in een oefenrun met 10 dierlijke woorden (een keer in elke kleur, dwz 40 stimuli).
Visuele sonde
De deelnemers bekeken 10 neutrale (bijv. Een radio) en 10 computergerelateerde (bijv. Een monitor) zwart-witfoto's (300 × 300 pixels). Een Fourier-analyse zorgde ervoor dat de beeldcategorieën niet verschilden in kenmerken op laag niveau, zoals contrast en detail. Een wit fixatiekruis was gedurende de gehele duur van het experiment zichtbaar in het midden van het grijze scherm en de deelnemers werden geïnstrueerd om overal te fixeren. Voor elke proef bekeken de deelnemers één computergerelateerd en één neutraal beeld naast elkaar gedurende een 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 ondervinden bij het loslaten ervan (Cox et al., 2006). Gedurende 50 ms werden de afbeeldingen vervangen door een leeg scherm en vervolgens verscheen er een doelwit (een geel vierkant) in plaats van een van de afbeeldingen gedurende 200 ms. De deelnemers kregen de opdracht om de doelpositie zo snel mogelijk aan te geven met de sleutel 'alt' (linkerdoelen) en de sleutel 'alt gr' (rechterdoelen). Daarna verscheen er een leeg scherm gedurende 1000 of 2000 ms (interval tussen proefversies). In proeven met een korte SOA werd het blanco scherm nadien 300 ms gepresenteerd, zodat elke proef 1700 of 2700 ms duurde. De deelnemers maakten zich vertrouwd met de taak in zes oefenproeven met dierenfoto's en voltooiden 200 experimentele proeven (100 korte en 100 lange SOA's). De SOA, de duur van het inter-stimulusinterval en de positie van de afbeeldingen en 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 statistische berekeningen. Onafhankelijk t-tests werden uitgevoerd om het gebruik van leeftijd en privé-computer te vergelijken en a χ2 analyse om de geslachtsverdeling tussen de groepen te vergelijken. De reactietijden, het aantal fouten en het aantal gemiste reacties in de verslaving Stroop, evenals de valentie en de bekendheid van de stimuli, werden geanalyseerd met behulp van 2 × 2 mixed design-variantieanalyses (ANOVA) met de tussen -subjects-factorgroep (gamers / niet-gamers) en de factor binnen-subjecten woord / afbeeldingstype (computergerelateerd / neutraal). De reactietijden en het aantal fouten in de visuele sonde werden geanalyseerd met behulp van een 2 × 2 × 2 mixed-design ANOVA met de tussen-proefpersonenfactorgroep (gamers / niet-gamers) en de binnen-proefpersonen factoren SOA (150 ms / 450 ms) en beeldtype (computergerelateerd / neutraal). Alleen de juiste reacties zijn meegenomen in de analyses van de reactietijden. In de verslaving Stroop werden responstijden korter dan 200 ms uitgesloten van de analyse omdat ze werden geacht het resultaat te zijn van langzame reacties op het vorige woord (Whelan, 2008). LSD post-hoc testen werden berekend voor alle significante effecten in de ANOVA's. De significantiewaarde is ingesteld op p <.05 en Cohen's d en ŋ2 worden gerapporteerd als maatstaven voor effectgroottes.
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 qua geslacht, χ2(1) = 1.85, p > .10 of leeftijd, t(45) = -1.55, p > .10, maar de buitensporige gamers besteedden meer tijd aan het gebruik van hun computer voor recreatieve doeleinden dan de niet-gamers, t(45) = 4.51, p <.001, d = 1.19. Zie tafel 1 voor meer info.
|
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 de groep, F(1,46) = 0.92, p = .34, of woordtype, F(1,46) = 0.03, p = .86, maar het toonde wel een interactie voor groep × woordtype, F(1,46) = 12.13, p = .001, η2 = .01. LSD post-hoc tests toonden aan 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 meer info.
Figuur 2. Gemiddelde reactietijden (± SE) naar neutrale en computergerelateerde woorden in de verslaving Stroop. Haakjes duiden op significante post-hoc testen, *p <.05, **p <.01
De deelnemers hebben in 10.2% van alle proeven de verkeerde sleutel ingedrukt en een woord gemist in 6.2% van alle onderzoeken. De fouten van de deelnemers werden geanalyseerd met een 2 × 2 mixed design ANOVA. Het leverde geen hoofdeffect op voor de groep, F(1,46) = 0.012, p = .92, woordtype, F(1,46) = 0.003, p = .96, of een interactiegroep × 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 interactiegroep × 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
Woorden
Wat betreft de valentie, toonde de 2 × 2 ANOVA een hoofdeffect voor het woordtype, F(1,46) = 11.60, p = .001, ŋ2 = .07 en een interactiegroep × woordtype, F(1,46) = 30.81, p <.001, ŋ2 = .19. LSD post-hoc tests lieten zien dat de gamers computergerelateerde woorden (6.4 ± 1.3) positiever beoordeelden dan neutrale woorden (5.2 ± 0.7). De valentiecijfers van de niet-gamers verschilden niet voor neutrale (5.6 ± 0.8) en computergerelateerde woorden (5.3 ± 0.9). Er was geen hoofdeffect voor de groep, F(1,46) = 1.52, p = .22. Zie figuur 4a voor meer info.
Figuur 4. Gemiddelde valentie en bekendheid (± SE) van neutrale en computergerelateerde woorden (links) en afbeeldingen (rechts) in de verslaving Stroop en de visuele sonde. Haakjes duiden op significante post-hoc testen, *p <.05, **p <.01 ***p <.001
Met betrekking tot bekendheid toonde de 2 × 2 ANOVA een hoofdeffect voor de groep, F(1,46) = 4.38, p = .04, ŋ2 = .05 en een interactie van het type groep × woord, F(1,46) = 13.79, p = .001, ŋ2 = .09. LSD post-hoc tests lieten zien dat de gamers meer vertrouwd 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 het woordtype, F(1,46) = 0.89, p = .35. Zie figuur 4c voor meer info.
Foto's
Wat de valentie betreft, waren er geen hoofdeffecten voor de groep, F(1,49) = 1.79, p = .19 of afbeeldingstype, F(1,49) = 2.59, p = .11 voor de 2 × 2 ANOVA, maar er is een interactie gevonden, F(1,49) = 23.43, p <.001, ŋ2 = .07. LSD post-hoc tests toonden aan dat de gamers computergerelateerde foto's (6.5 ± 1.5) positiever beoordeelden dan neutrale foto's (5.8 ± 1.4) en dat de niet-gamers neutrale foto's (5.9 ± 1.3) positiever beoordeelden dan computerbeelden. verwante (5.5 ± 1.2). Zie figuur 4b voor meer info.
Met betrekking tot bekendheid toonde de 2 × 2 ANOVA een hoofdeffect voor het afbeeldingstype, F(1,49) = 12.65, p = .001, ŋ2 = .06 en een interactie van het type groep × afbeelding, F(1,49) = 10.21, p = .002, ŋ2 = .05. LSD post-hoc tests lieten zien dat de gamers meer vertrouwd waren met computergerelateerde plaatjes (7.3 + 1.1) dan met neutrale plaatjes (6.3 + 1.3). De bekendheidscijfers van de niet-gamers verschilden niet tussen neutrale plaatjes (6.2 + 1.0) en computergerelateerde plaatjes (6.3 + 1.3). Er was geen hoofdeffect voor de groep, F(1,49) = 2.85, p = .10. Zie figuur 4d voor meer info.
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 verslaving Stroop breidt de resultaten uit met Metcalf en Pammer (2011). Niet alleen MMORPG-woorden, maar ook woorden gerelateerd aan computers in het algemeen, zoals controleren, trok de aandacht van buitensporige internet gamers en veroorzaakte een interferentie met een gedragstaak. Dit komt overeen met het model volgens welk de aandachtsbias wordt veroorzaakt door klassieke conditionering in die zin dat stimuli die gerelateerd zijn aan de context, in plaats van de inhoud, van de spelervaring de CS worden. Bovendien, volgens de theorie van de huidige zorgen (Cox et al., 2006), hebben computers een sterke motiverende waarde voor mensen die het doel van gamen nastreven. In tegenstelling tot onze resultaten, stellen Van Holst et al. (2012) vond geen verschil in reactietijd tussen gamen en neutrale woorden. Een mogelijke verklaring voor de discrepantie kan zijn dat ze een minder homogeen monster hebben onderzocht en meer heterogeen stimulusmateriaal hebben gebruikt: hun deelnemers hebben verschillende soorten games gespeeld en de woorden die de deelnemers hebben gezien vloeiden voort uit deze verschillende games, zodat ze mogelijk niet van dezelfde kleur waren relevantie voor alle gamers.
Net als bij Van Holst et al. (2012) We toonden geen aandachtsbias in de reactietijden in een visuele sonde, maar we ontdekten dat alleen de buitensporige internetgamers significant meer fouten maakten met doelen die computergerelateerde afbeeldingen volgden in vergelijking met neutrale afbeeldingen. Dit zou erop kunnen duiden dat het zien van computergerelateerde afbeeldingen leidde tot een preoccupatie met computerspellen die het correct lokaliseren van het doelwit verstoorden. Aangezien de deelnemers over het algemeen zo weinig fouten hebben gemaakt, moet dit resultaat echter met de nodige voorzichtigheid worden geïnterpreteerd. In tegenstelling tot onze studie, Lorenz et al. (2013) vonden een aandachtsbias in excessief Wauw gamers naar Wauw-gerelateerde foto's in een dot-probe. Het is denkbaar, Wauw-gerelateerde foto's zijn meer opvallende dan computer-gerelateerde foto's.
Een recensie door Dye, Green en Bavelier (2009) kwam tot het resultaat dat het spelen van actie-videogames de reactietijden verbetert. Dit zou de reden kunnen zijn waarom de gamers in het algemeen sneller waren dan de niet-gamers in de visuele sonde. Gamers waren echter niet sneller in de verslaving Stroop. Mogelijk reageert het reageren op een doel dat zich op de ene of andere locatie bevindt meer op hun normale spelervaring dan op het aangeven van de kleur van een woord. Bovendien verschillen de mechanismen die ten grondslag liggen aan de taken: in de verslaving Stroop, verwerking van de semantische betekenis van het computergerelateerde woord interfereert met het benoemen van de kleur van het woord, terwijl in de visuele sonde de aandacht wordt gericht op een computer-gerelateerd beeld vergemakkelijkt een doel detecteren dat erop volgt.
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: de steekproef bestond uit universiteitsstudenten, waardoor de generaliseerbaarheid beperkt was. Mogelijk was de visuele sonde te gemakkelijk voor de deelnemers, en daarom zouden toekomstige studies een uitdagender paradigma moeten gebruiken. Tot de methodische sterke punten van de huidige studie moet worden gerekend dat Cox et al.'s (2006) vereisten voor een geldige verslaving Stroop werd vervuld en over het algemeen werden verschillen op laag niveau tussen computergerelateerde en neutrale stimuli vermeden, wat de reactietijden zou 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. |
;