- 1College of Psychology and Sociology, Shenzhen University, Shenzhen, China
- 2Shenzhen Key Laboratory of Affective and Social Cognitive Science, Shenzhen University, Shenzhen, China
Internetverslaving (IAD) wordt geassocieerd met gebreken in sociale communicatie en het vermijden van sociaal contact. Er is verondersteld dat mensen met IAD mogelijk een verminderd vermogen tot empathie hebben. Het doel van het huidige onderzoek was om de verwerking van empathie voor andermans pijn in IAD's te onderzoeken. Event-related potentials geproduceerd in reactie op foto's die anderen in pijnlijke en niet-pijnlijke situaties laten zien, werden vastgelegd in 16 IAD-onderwerpen en 16-gezonde controles (HC's). De N1-, P2-, N2-, P3- en laat-positieve potentiële componenten werden vergeleken tussen de twee groepen. Robuuste beeld × groepsinteracties werden waargenomen voor N2 en P3. De pijnlijke foto's wekten grotere N2- en P3-amplituden op dan de niet-pijnlijke foto's alleen in de HC-groep, maar niet in de IAD-groep. De resultaten van deze studie suggereren dat zowel de vroege automatische als de latere cognitieve processen van pijn-empathie verminderd kunnen zijn in IAD's. Deze studie biedt psychofysisch bewijs van empathie-deficits in associatie met IAD. Verdere studies combineren multidimensionale metingen van empathie zijn nodig om deze bevindingen te bevestigen.
Introductie
Internetverslaving (IAD) is beschreven als een onvermogen om het internetgebruik te beheersen ondanks ernstige negatieve gevolgen en wordt over het algemeen geconceptualiseerd als een gedragsverslaving (Tam en Walter, 2013; D'Hondt et al., 2015; Kuss en Lopez-Fernandez, 2016), die een specifieke waardevermindering vertegenwoordigt die online en / of offline webmisbruik met zich meebrengt, en die vooral relevant is voor jonge generaties (Grant et al., 2010; Balconi et al., 2017). Hoewel of IAD een psychische stoornis is werkt is nog steeds controversieel, de volksgezondheid en sociale kwesties met betrekking tot IAD zijn duidelijk en de neurale correlaten van IAD zijn nu onderzocht (D'Hondt en Maurage, 2015).
Er is gesuggereerd dat IAD enkele overeenkomsten vertoont met drugsmisbruik. Personen met IAD vertonen bijvoorbeeld een verminderd vermogen om leiding te geven, hetgeen een weerspiegeling is van het gebrek aan vermogen om het gedrag te remmen nadat het is geïnitieerd of om af te zien van het gedrag na een periode van onthouding (Brand et al., 2014; D'Hondt en Maurage, 2015). Elektrofysiologische studies hebben verminderde N2-amplituden aangetoond in de NoGo-trials in een Go / NoGo-taak, evenals een verminderde mediale frontale negativiteit (MFN) amplitude in de incongruente trials van de Stroop-taak, bevindingen die wijzen op een aantasting van de uitvoerende controle (Dong et al., 2011). Bovendien vertonen personen met IAD ook een verminderde verwerking van sociale stimuli, zoals gezichten. Hij et al. (2011) vonden dat in vergelijking met gezonde controles (HC's) personen met IAD's verminderde P1 en N170 vertoonden in de verwerking van gezichten.
Empathie verwijst naar het vermogen om de emoties of gevoelens van anderen te delen en te begrijpen (Decety en Lamm, 2006). Het ervaren van empathie is afhankelijk van de integratie van twee componenten: een automatisch vroeg emotioneel besmettingssysteem en een cognitief systeem van hoger niveau dat de zelfregulering en uitwerking van de situaties mogelijk maakt (Decety en Jackson, 2004; Mella et al., 2012). Het vermogen om zich in te leven in anderen wordt al lang gezien als cruciaal voor succesvolle sociale interacties (Hetu et al., 2012). De hoeveelheid internetgebruik blijkt omgekeerd evenredig te zijn met het vermogen om met andere mensen om te gaan (Engelberg en Sjoberg, 2004). Mensen met IAD verwaarlozen daarom vaak hun sociale leven (Young, 1998a). Vandaar dat empathie een invloedrijke factor kan zijn in de geleidelijke vermindering van de sociale interacties in het echte leven tussen internetgebruikers (Melchers et al., 2015).
Studies die zich richten op de neurale basis van empathische verwerking in IAD's zijn echter nog steeds erg zeldzaam. Tot nu toe hebben, voor zover ons bekend, slechts twee studies empathie in IAD's onderzocht. Ten eerste, Melchers et al. (2015) verkregen bewijs van een negatieve relatie tussen internetverslaving en empathie, zoals blijkt uit zelfgerapporteerde empathie en problematische scores voor internetgebruik (Melchers et al., 2015). Ten tweede bleek uit een event-related potential (ERP) -studie dat jongeren met IAD een kleiner verschil in N2-amplitudes vertoonden tussen pijnlijke en niet-pijnlijke stimuli vergeleken met HC's bij het verwerken van foto's van anderen in pijn (Wang et al., 2014). De eerste hiervoor genoemde studie was een verkennende correlatie-studie en de tweede betrof een zeer specifieke populatie (Chinese stedelijke achterblijvende kinderen), waardoor de generaliseerbaarheid ervan werd beperkt.
Van empathie voor pijn is aangetoond dat het twee verschillende tijdelijke processen omvat. De eerste is een vroeg automatisch, bottom-up proces, weerspiegeld door de N1-, P2- en N2-componenten die overeenkomen met emotionele besmetting en affectieve delen. Ten tweede is er een gecontroleerd, cognitief proces van bovenaf, weerspiegeld door de P3 en laat-positieve potentialen (LPP) die empathische reacties regelen en een duidelijk onderscheid tussen zichzelf en anderen maken (Fan en Han, 2008; Mella et al., 2012; Sessa et al., 2014). Het bottom-up proces verwijst naar de onbewuste en automatische emotionele besmetting en affectieve delen die onwillekeurig worden geactiveerd door de pijn van anderen te observeren, die niet wordt beïnvloed door instructies of taakvereisten. Het van boven naar beneden gecontroleerde proces verwijst daarentegen naar het proces dat onder controle staat van de intenties van de waarnemer en kan vrijwillig gemoduleerd worden door factoren zoals de instructies, taakeisen, eerdere ervaringen, sociale relaties, etc. (Fan en Han, 2008). Dit model kan ons dus helpen om op te lossen welke fase van empathie mogelijk belemmerd is in IAD's.
IAD kan comorbide zijn met andere psychiatrische staten, in het bijzonder depressie en angst (Sanders et al., 2000; Yen et al., 2007; Wei et al., 2012; Lai et al., 2015). Depressieve personen vertonen minder bewustzijn van de emotie van anderen, verminderde emotieherkenning en tekortkomingen in empathie en perspectief [ter beoordeling, (Kupferberg et al., 2016)]. Angst kan ook affectieve empathische reacties op andermans pijn verminderen (Negd et al., 2011). Vandaar dat comorbide depressie en angst mogelijk invloedrijke verstorende factoren zijn in de huidige studie. Daarom gebruikten we exclusiecriteria voor detectie van tekenen van depressie of angst.
Het doel van het huidige onderzoek was om te onderzoeken hoe de verwerking van de pijn van anderen anders kan zijn tussen individuen met IAD en HCS. We veronderstelden dat de IAD's minder responsief zouden zijn of minder discriminerend zouden zijn voor de pijn van anderen dan de HC's. Als de vroege automatische fase van empathie verminderd is, zou dit duidelijk moeten zijn in de N1 (Ibanez et al., 2011; Lyu et al., 2014), P2 (Rutgen et al., 2015) en / of N2 (Cui et al., 2016a) componenten. Omgekeerd, als de vrijwillige verwerking van bovenaf wordt verslechterd, moet dit duidelijk zijn in de P3 en / of de LPP (Ibanez et al., 2011).
Materialen en methoden
ethische uitspraak
Alle onderzoeksprocedures zijn goedgekeurd door de Medisch Ethische Commissie van Shenzhen University Medical School volgens de Verklaring van Helsinki. Alle deelnemers kregen schriftelijke geïnformeerde toestemming nadat ze de studie volledig begrepen.
Deelnemers
Een totaal aantal 16-deelnemers met IAD en 16 HC's werd gerekruteerd bij lokale universiteiten. Er was geen significant verschil tussen de twee groepen met betrekking tot leeftijd, handigheid en opleiding. We gebruikten Young's Internet Addiction Test (IAT) om te screenen op IAD (Young, 1998b). Alle IAD-proefpersonen hadden een score van ≥ 40 op de IAT (Opmerking: IAT-scores op 40-60 duiden op milde internetverslaving, 60-80 duiden op gematigde internetverslaving en 80-100 duiden op internetverslaving op de server). Omdat IAD mogelijk ook comorbide is met andere psychiatrische staten, met name depressie en angst, hebben we IAD-deelnemers uitgesloten die ≥ 40 scoorden op de Zung Self-Rating Depression Scale (SDS) (Zung, 1965) of de Zung Self-Rating Angst Scale (SAS) (Zung, 1971) (de cut-offscores zijn 53 voor SDS en 50 voor SAD in Chinese norm). Uitsluitingscriteria voor zowel IAD- als controledeelnemers waren als volgt: zwangerschap, geschiedenis van hoofdletsel en andere neurologische aandoeningen, middelenmisbruik of afhankelijkheid in eerdere 6-maanden.
stimuli
De gebruikte visuele prikkels waren foto's van iemands handen / onderarmen / voeten in pijnlijke of niet-pijnlijke situaties, die in eerdere ERP-onderzoeken zijn gebruikt (Meng et al., 2012; Meng et al., 2013). Alle situaties afgebeeld op deze foto's waren gewone gebeurtenissen in het dagelijks leven. Alle gebeurtenissen in de niet-pijnlijke foto's kwamen overeen met die in de pijnlijke foto's, maar zonder de nociceptieve component (figuur 1A). Er waren 60-pijnlijke foto's en 60 niet-pijnlijke foto's in totaal. Ze hadden allemaal dezelfde grootte van 9 × 6.76 cm (breedte x hoogte) en 100 pixels per inch. Luminantie, contrast en kleur werden vergeleken tussen pijnlijke en niet-pijnlijke foto's. Eerdere studies hebben bevestigd dat pijnlijke en niet-pijnlijke afbeeldingen significant verschillen in de dimensies van pijnintensiteit, opwindingsniveau en emotionele valentie, volgens zelfgerapporteerde beoordeling (Meng et al., 2012).
FIGUUR 1. (A) Voorbeelden van de afbeeldingen (linkerpaneel: pijnlijk beeld; rechterpaneel: niet-pijnlijk beeld); (B) Structuur van één proef. Elke proef begon met een 500 ms-fixatie, na een 400-700 ms willekeurig leeg interval, de foto verscheen voor een maximum van 2000 ms en de deelnemers moesten beoordelen of de foto pijnlijk was of een niet-pijnlijke, zo snel en zo nauwkeurig mogelijk. Het beeld verdween toen een reactie werd gegeven. De ISI tussen de proeven was willekeurig 800-1200 ms.
Experimentele procedures
Stimulusweergave en gedragsgegevensverwerving werden uitgevoerd met behulp van E-Prime-software (Version 2.0, Psychology Software Tools, Inc., Boston, MA, Verenigde Staten). Tijdens de taak zaten de deelnemers comfortabel in een elektrisch afgeschermde kamer ongeveer 90 cm van een 15-inch kleurencomputerscherm.
De deelnemers werd gevraagd om foto's te observeren. In elke test werd een fixatie gepresenteerd op een wit scherm voor 500 ms, gevolgd door een leeg interval van 400- naar 700-ms. Vervolgens wordt de doelfoto gepresenteerd voor een maximum van 2000-ms. De ISI tussen de proeven was willekeurig 800-1200 ms (figuur 1B). Deelnemers kregen de opdracht om zo snel mogelijk te beoordelen of deze foto een pijnlijke of niet-pijnlijke situatie vertoonde door op de knoppen "F" of "J" op het toetsenbord te drukken die voor hen waren geplaatst. Het indrukken van de knop was contra-evenwichtig tussen de deelnemers. De foto zou verdwijnen zodra een reactie werd gegeven. Er zijn vier sessies in het experiment. Elke sessie bevat 60-onderzoeken, waaronder 30-pijnlijke foto's en 30 niet-pijnlijke foto's. Elke foto wordt tweemaal in totaal herhaald. Vier voorwaarden werden dienovereenkomstig gegenereerd: IAD's observeren de pijnlijke foto's (IAD_P); IAD's observeren de niet-pijnlijke foto's (IAD_NP); HC's observeren de pijnlijke foto's (HC_P); en HCs observeren de niet-pijnlijke foto's (HC_NP). Na de taak werden beide groepen deelnemers gevraagd om de interpersoonlijke reactiviteitsindex (IRI) te vervullen. De IRI is een van de meest gebruikte indices van empathie, wat een vragenlijst is die de empathische eigenschap beoordeelt met behulp van vier subschalen: perspectief nemen, fantasie, empathische bezorgdheid en persoonlijk leed (PD) (Davis, 1983).
EEG-acquisitie en voorbewerkingen
Elektro-encefalografie (EEG) -gegevens werden geregistreerd van een 63-elektrodenhoofdhuiddop met behulp van het 10-20-systeem (Brain Products, München, Duitsland). Het kanaal TP10 werd gebruikt als referentie tijdens de opname. Twee elektroden boven en onder het linkeroog werden gebruikt om het elektro-oculogram (EOG) te meten. EEG- en EOG-activiteiten werden versterkt bij 0.01-100 Hz-banddoorgangen en bemonsterd met 500 Hz. Alle elektrode-impedanties werden gehandhaafd onder 5 kΩ.
Elektro-encefalografie (EEG) -gegevens werden voorbewerkt en geanalyseerd met behulp van MATLAB R2011b (MathWorks) en EEGLAB-toolbox (Delorme en Makeig, 2004). EEG-gegevens bij elke elektrode werden opnieuw vergeleken met het gemiddelde van de linker en rechter mastoïden voorafgaand aan verdere analyse. Vervolgens ging het signaal door met 0.01-30 Hz banddoorlaatfilter. Tijdvensters van 200-ms vóór en 1000-ms na het begin van beeldstimuli werden gesegmenteerd uit het EEG en het hele tijdvak werd basislijn gecorrigeerd door de 200 ms voorafgaand aan het begin van de foto. EOG-artefacten werden gecorrigeerd met behulp van een onafhankelijke componentanalyse (ICA) (Jung et al., 2001). Tijdperken met amplitudewaarden van meer dan ± 50 μV op elke elektrode werden van het gemiddelde uitgesloten en alle proeven met onjuiste responsen werden van verdere analyse uitgesloten [Afgewezen epochs: 16.75 ± 6.04 (HCs); 18.25 ± 2.35 (IAD's)].
Statistieken
Voor de reactietijd en nauwkeurigheid werd een ANOVA met herhaalde metingen in twee richtingen uitgevoerd met afbeeldingen (pijnlijk beeld en niet-pijnlijk beeld) als de binnen het subject gelegen factor en groepen (IAD en HC) als de tussenliggende factor. Descriptieve gegevens werden gepresenteerd als de (gemiddelde ± SE). Het significantieniveau is ingesteld op p <0.05.
Deze studie richtte zich op de ERP's die werden opgeroepen door foto's van anderen in pijnlijke en niet-pijnlijke situaties. We analyseerden de componenten van de frontale N1 (90-150 ms), frontale P2 (180-220 ms), fronto-centrale N2 (200-280 ms), parietale P3 (300-400 ms) en centro-parietale LPP ( 550-650 ms) volgens groots gemiddeld ERP, de topografieën en relevante literatuur (Decety et al., 2010; Meng et al., 2013). Gemiddelde amplituden werden gemeten voor elke component. Merk op dat de geselecteerde tijdvensters voornamelijk gebaseerd waren op het groots-gemiddelde ERP van alle onderzoeken voor pijnlijke en niet-pijnlijke aandoeningen van beide groepen. De tijdvensters van verschillende componenten verschilden enigszins van de literatuur [40-50 ms voor of na de tijdvensters die in de vorige papers waren geselecteerd (Meng et al., 2012, 2013)]. Om aan te tonen dat de resultaten geen artefacten waren van de eerder geselecteerde tijdvensters, hebben we de vervolganalyses uitgevoerd met behulp van verschillende tijdvensters (40 ms vooruit en achteruit 40 ms) voor de componenten die significantie hebben gerapporteerd. Alle resultaten lieten een vergelijkbaar patroon van resultaten zien (we rapporteerden de resultaten van het tijdvenster in het midden). Door analyses uit te voeren met behulp van tijdvensters van verschillende duur / onset / offset, kon dit aantonen dat de significantie van de resultaten een consistent effect heeft (Bacigalupo en Luck, 2015; Geluk en Gaspelin, 2017).
Verdere statistische analyse werd uitgevoerd in IBM SPSS Statistics 22 (IBM Corp., Armonk, NY, Verenigde Staten). Eerdere studies met vergelijkbare stimuli suggereerden de vroege component N1, P2, N2, en de late componenten P3, LPP waren vooral gerelateerd aan het waarnemen van andermans pijn. Op basis van de topografische verdeling van grootgemiddelde ERP-activiteit en de eerdere studies, werden verschillende sets elektroden voor elk onderdeel gekozen (Meng et al., 2012, 2013; Lyu et al., 2014). F3, Fz, F4, FC3, FCz en FC3 werden geselecteerd voor de analyse van N1 en N2; FC3, FCz, FC4, C3, Cz en C4 werden geselecteerd voor de analyse van P2; CP3, CPz, CP4, P3, Pz en P4 werden geselecteerd voor de analyse van P3; C3, Cz, C4, CP3, CPz en CP4 werden geselecteerd voor de analyse van LPP. Herhaalde metingen ANOVA met afbeeldingen (pijnlijk en niet-pijnlijk) als de binnen het onderwerp aanwezige factor en groepen (IAD en HC) als de tussenliggende factor werden uitgevoerd voor de gemiddelde amplituden van alle geselecteerde elektrodenplaatsen voor elke component. Alle statistische analyses voldeden aan de vereisten van parametrische statistische tests. Vrijheidsgraden voor F-verhoudingen werden gecorrigeerd volgens de Greenhouse-Geisser-methode. Statistische verschillen werden significant geacht op p <0.05; post hoc vergelijkingen werden Bonferroni gecorrigeerd op p <0.05.
Om te onderzoeken of het effect dat we in ERP-gegevens hebben waargenomen gerelateerd was aan de empathische eigenschap van de deelnemer, hebben we eerst de verschillen berekend tussen de amplitudes van ERP's die zijn opgewekt door de pijnlijke stimuli en de niet-pijnlijke stimuli in de tijdvensters van N2 en P3. De amplituden werden berekend als het gemiddelde van de amplituden van alle geselecteerde elektroden (F3, Fz, F4, FC3, FCz en FC3 voor N2; CP3, CPz, CP4, P3, Pz en P4 voor P3). Ten tweede voeren we Pearson-correlatieanalyses uit tussen de verschillen in ERP-amplituden en de scores van de vier subschalen van IRI, afzonderlijk.
Resultaten
gedragingen
Voor de nauwkeurigheidsratio, het belangrijkste effect van foto [F(1,30) = 1.854, p = 0.183, η2p
= 0.058), groep (F(1,30) = 0.557, p = 0.461, η2p = 0.018] en de interactie van afbeelding × groep [F(1,30) = 0.146, p = 0.705, η2p = 0.005] waren niet significant (nauwkeurigheidsbereikbereik: 79-99%, gemiddelde ± SE: 91.25 ± 4.8%). Voor de reactietijd vonden we een belangrijk hoofdeffect van foto [F(1,30) = 23.662, p <0.001, η2p = 0.441]. Beide groepen reageren sneller op een pijnlijke situatie in vergelijking met de niet-pijnlijke situatie (IAD_P: 633.488 ± 54.928 ms; IAD_NP: 669.714 ± 74.255 ms; HC_P: 645.528 ± 55.207 ms; HC_NP: 684.085 ± 61.851 ms). Het belangrijkste effect van groep [F(1,30) = 0.413, p = 0.525, η2p = 0.014] en de interactie van afbeelding × groep [F(1,30) = 0.023, p = 0.880, η2p
= 0.001] waren niet significant (bereik van RT's: 554-861 ms; gemiddelde ± SE: 659.5 ± 62.6 ms).
Voor IRI-scores werken we onafhankelijk t-test om de scores van IAD-groep en HC-groep te vergelijken voor alle vier de subschalen. Er werd gevonden dat op de subschaal "PD" de scores van de IAD-groep aanzienlijk kleiner waren dan de scores van de HC-groep [IAD: 8.125 ± 0.875; HC: 10.375 ± 0.651; t(30) = -2.063, p = 0.048]. De verschillen tussen twee groepen van de andere drie subschalen waren niet significant (p > 0.116) (tabel 1).
TABLE 1. Deelnemers demografie voor IAD-deelnemers en gezonde controles.
Event-Related Potentials (ERPs)
N1. Het belangrijkste effect van foto [F(1,30) = 3.180, p = 0.085, η2p
= 0.096], het belangrijkste effect van groep [F(1,30) = 0.465, p = 0.500, η2p = 0.015] en de interactie van afbeelding × groep [F(1,30) = 0.131, p = 0.720, η2p
= 0.004] waren niet significant.
P2. Het belangrijkste effect van foto [F(1,30) = 1.550, p = 0.223, η2p
= 0.049], het belangrijkste effect van groep [F(1,30) = 0.098, p = 0.756, η2p = 0.003] en de interactie van afbeelding × groep [F(1,30) = 0.729, p = 0.400, η2p
= 0.024] waren niet significant.
N2. Het belangrijkste effect van het beeld was aanzienlijk [F(1,30) = 6.406, p = 0.017, η2p
= 0.176]. Pijnlijke foto's wekten significant meer negatieve amplituden op dan de niet-pijnlijke foto's (-6.301 ± 0.745 μV en -5.650 ± 0.769 μV). Het belangrijkste effect van de groep was niet significant [F(1,30) = 0.039, p = 0.845, η2p = 0.001]. De interactie van groeps × beeld was significant [F(1,30) = 6.838, p = 0.016, η2p
= 0.177]. Paarsgewijze vergelijkingen toonden aan dat de amplituden die werden opgeroepen door de pijnlijke beelden significant negatiever waren dan de amplitudes die werden opgewekt door de niet-pijnlijke beelden alleen in de HC-groep (-6.481 ± 1.088 μV en -5.176 ± 1.054 μV, p = 0.001) maar niet in de IAD-groep (-6.124 ± 1.088 μV en -6.122 ± 1.054 μV, p = 0.577) (figuren 2, 4A en tabel 2).
FIGUUR 2. Het grote gemiddelde op Fz en FCz en topografie van N2 in alle vier de omstandigheden [Pijnlijke beelden in HC-groep (HC_P); Niet-pijnlijke foto's in HC-groep (HC_NP); Pijnlijke foto's in de IAD-groep (IAD_P); en niet-pijnlijke afbeeldingen in de IAD-groep (IAD_NP)]. Het tijdvenster van de topografie kwam overeen met het grijze, met een vierkant bedekte gebied.
FIGUUR 3. Het grote gemiddelde op P3, Pz en P4; de topografie van P3 in alle vier de omstandigheden (het tijdvenster van de topografie kwam overeen met het grijze, met een vierkant bedekte gebied).
FIGUUR 4. Interacties van afbeelding × groep op N2 (A) en P (B) (***p <0.001; **p <0.01; ns, niet significant).
TABLE 2. Beschrijvende statistiek voor event-related potential (ERP) data.
P3. Het belangrijkste effect van het beeld was aanzienlijk [F(1,30) = 17.668, p <0.001, ηp2 = 0.3371]. Pijnlijke foto's wekten significant grotere amplituden op dan de niet-pijnlijke foto's (7.350 ± 0.799 μV en 5.998 ± 0.679 μV). Het belangrijkste effect van de groep was niet significant [F(1,30) = 0.989, p = 0.328, η2p
= 0.032]. De interactie van groeps × beeld was significant [F(1,30) = 6.283, p = 0.018, η2p
= 0.173]. Paarsgewijze vergelijkingen toonden aan dat het verschil tussen de pijnlijke en de niet-pijnlijke afbeeldingen alleen significant was in de HC-groep (8.473 ± 1.130 μV en 6.316 ± 0.961 μV, P <0.001) maar niet in de IAD-groep (6.227 ± 1.130 μV en 5.681 ± 0.961 μV, P = 0.240) (figuren 3, 4B en tabel 2).
LPP. Het belangrijkste effect van het beeld was aanzienlijk [F(1,30) = 22.517, p <0.001, η2p
= 0.429]. Pijnlijke foto's wekten significant grotere amplituden op dan niet-pijnlijke afbeeldingen (7.469 ± 0.761 μV en 5.787 ± 0.674 μV). Het belangrijkste effect van groep [F(1,30) = 1.128, p = 0.297, η2p = 0.036] en de interactie van afbeelding × groep [F(1,30) = 2.055, p = 0.162, η2p
= 0.064] waren niet significant.
Subjectieve rapporten en hun correlaties met neurale activiteit
Resultaten van de correlatieanalyses lieten zien dat het verschil in N2 (pijnlijk en niet-pijnlijk) significant correleerde met de scores van de "PD" van de IRI [r (30) = -0.407, p = 0.021] (Figuur 5).
FIGUUR 5. Correlatie tussen amplitudes van N2 (pijnlijk> niet-pijnlijk) en PD-scores.
Discussie
De huidige studie onderzocht de neurale onderbouwing van empathische reacties op andermans pijn in de IAD's. De IAD-groep bleek minder onderscheidend te zijn dan de HC-groep voor de pijn van anderen in zowel de vroege automatische als de latere cognitieve gecontroleerde verwerkingsfasen, ondersteund door de ERP-gegevens. Deze resultaten komen overeen met de suggestie dat IAD geassocieerd is met empathie-tekort (Melchers et al., 2015).
Opgemerkt moet worden dat in de literatuur over ERP-onderzoeken gericht op empathie voor pijn, er studies waren die een positieve verschuiving van de pijnlijke toestand in vergelijking met de niet-pijnlijke toestand rapporteerden (Fan en Han, 2008; Sheng en Han, 2012). Er waren andere studies die een onbeduidend resultaat in de vroege componenten rapporteerden, en de positieve verschuiving werd alleen waargenomen in de latere componenten zoals P3 en LPP (Meng et al., 2013). Daarnaast zijn er ook studies die een negatievere verschuiving in de vroege componenten en een positievere verschuiving in de latere componenten aangeven (Cui et al., 2016a,b). Deze inconsistentie impliceert dat alleen het gebruik van de amplituden van ERP-componenten om de neurale reacties aan te geven, onstabiel was. We stelden voor om de discriminatie tussen de pijnlijke en niet-pijnlijke stimuli te gebruiken om aan te geven hoe goed de stimuli werden verwerkt. Als de pijnlijke en niet-pijnlijke stimuli onder één voorwaarde maar niet in de andere toestand werden gedifferentieerd, kunnen we zeggen dat de stimuli beter in de vorige zijn verwerkt. Deze logica is toegepast in de literatuur (Ibanez et al., 2011; Cui et al., 2016a,b).
Van de vroege component N1 is aangetoond dat deze pijnlijk is van niet-pijnlijke stimuli en die is beschreven als een index voor automatische activering van affectieve opwinding (Lyu et al., 2014). Sommige studies hebben gemeld dat het observeren van andermans pijn een positievere N1-component induceerde dan de niet-pijnlijke stimuli (Fan en Han, 2008; Han et al., 2008; Decety et al., 2010; Ibanez et al., 2011), terwijl anderen geen effect rapporteerden van het observeren van andermans pijn op N1-amplitude (Mella et al., 2012; Lyu et al., 2014). Deze inconsistentie tussen studies kan te wijten zijn aan methodologische verschillen, zoals verschillende sets stimuli. Deze inconsistente bevindingen suggereren echter ook dat het effect van de foto's op N1 niet stabiel was en gemakkelijk kan worden beïnvloed door contextuele factoren. In de huidige studie vonden we geen significante verschillen in N1 als reactie op het bekijken van pijnlijke versus niet-pijnlijke foto's in de IAD- of de HC-groep.
Er is gesuggereerd dat de N2-component de vroege automatische gevoeligheid voor de pijn van anderen weerspiegelt (Chen et al., 2012). Er is gerapporteerd dat de amplitude van N2 correleert met de subjectieve beoordelingen van affectieve empathie en scores van Empathic Concern Scale (Sessa et al., 2014). Interessant is dat we een significant groeps × beeldinteractie-effect op N2 waarnamen, waarbij een verschil in pijnlijke versus niet-pijnlijke beeldstimulus werd waargenomen in de HC's, maar niet in de IAD's. Deze bevinding suggereert dat de personen met IAD mogelijk een verminderde gevoeligheid hebben voor de pijn van anderen, in termen van opwekking van affectieve opwinding en emotioneel delen.
Bovendien vonden we dat het verschil tussen N2 veroorzaakt door pijnlijke en niet-pijnlijke afbeeldingen significant correleerde met de scores in de PD-subschaal van IRI. Hoe groter het verschil tussen pijnlijke en niet-pijnlijke omstandigheden, was de hogere PD-score die de deelnemer had. De PD-schaal is ontworpen om het ongemak te meten dat wordt gegenereerd als reactie op het observeren van pijnstillers. Eerdere studies suggereerden dat het automatisch affectief delen met andermans emotionele ervaring kan leiden tot PD (Preston en de Waal, 2002; Gallese, 2003; Lamm et al., 2007). Deze significantiecorrelatie suggereerde dat de discriminatie tussen pijnlijke en niet-pijnlijke stimuli in het tijdvenster van N2 het niveau van ongemak weergeeft dat wordt veroorzaakt door affectief delen met de pijn van anderen. Trouwens, bij het vergelijken van de IRI-score tussen de twee groepen, was het enige significante verschil dat de scores van PD: de scores van de HCs significant hoger waren dan de scores van de IAD's. Dit resultaat ondersteunde ook dat het affectieve delen met de pijn van anderen anders was in de twee groepen.
We observeerden een vergelijkbare groeps × foto-interactie op de P3-component waarbij grotere P3-amplitude werd geactiveerd als reactie op het bekijken van pijnlijke foto's dan niet-pijnlijke foto's alleen in de HC-groep, maar niet in de IAD-groep. P3-amplitude is geassocieerd met motivationele significantie, opwindingsniveau en de invloed van deze factoren op de toewijzing van mentale hulpbronnen (Olofsson et al., 2008). Over het algemeen wekken sterk opvallende, opwindende of motiverende stimuli grotere P3 (Delplanque et al., 2004; Nieuwenhuis et al., 2005). Het is gebleken dat P3-amplituden die bij de artsen werden opgeroepen, relatief ongevoelig waren voor het onderscheid tussen pijnlijke en niet-pijnlijke stimuli in vergelijking met andere niet-arts-controledeelnemers, mogelijk als gevolg van gewenning door een arts (Decety et al., 2010). Een vergelijkbare P3-ongevoeligheid in de IAD-groep suggereerde dat personen met IAD minder aandachtsbronnen kunnen toewijzen aan de verwerking van andermans pijn en mogelijk minder emotioneel betrokken zijn bij de pijn van anderen.
Bovendien was het waard om te vermelden dat de hier gepresenteerde resultaten niet noodzakelijk wijzen op een oorzakelijk verband tussen de empathische tekorten en IAD. Leidt de verslaving aan internet tot het gebrek aan empathie of zijn de personen die geen empathie hebben meer vatbaar voor verslaving? Zoals gesuggereerd door een recente review en een paar studies, kan empathie een beschermende functie hebben in het weerstaan van verslavingen (Massey et al., 2017). Een onderzoek toonde bijvoorbeeld aan dat een groter vermogen om gezichtsuitdrukkingen van verdriet, woede en angst bij anderen te herkennen, onafhankelijk geassocieerd was met een lagere kans op roken tijdens de zwangerschap voor vrouwen met een genetische aanleg voor de gevoeligheid van de sociale context (Massey et al., 2015). Kinderen met een ernstig tekort aan affectieve empathie kunnen een verhoogd risico lopen op vroeg middelengebruik (Frick en White, 2008; Swendsen et al., 2010). Bovendien was in de IAD-populatie het aantal mannen significant hoger dan dat van vrouwen, terwijl vrouwen meldden dat ze een significant hoger niveau van empathie hadden dan mannen (Han et al., 2008; Jang en Ji, 2012; Becker et al., 2017). Als zodanig bepaalt de huidige studie alleen het bestaan van empathische tekorten in IAD's, maar er zijn meer longitudinale studies nodig om de causale relatie tussen empathie en IAD's te bepalen.
Concluderend suggereerden de huidige bevindingen dat IAD's verminderde gevoeligheid voor de pijn van anderen toonden. In het bijzonder suggereren de verminderde pijnlijke versus niet-pijnlijke beeldstimulusverschillen in N2- en P3-amplitude in IAD's, ten opzichte van HCs, dat ze verminderde affectieve opwinding en emotionele delen hebben, evenals de toewijzing van aandachtsbronnen aan de pijn van anderen respectievelijk. Deze bevindingen kunnen helpen om het verminderde sociale functioneren in IAD's op te helderen.
Beperkingen
Een beperking van de huidige studie was dat er geen subjectieve maatstaven waren voor sociale tekorten. Hoewel de ERP-index ondersteunt dat IAD's minder onderscheidend zijn dan HC's voor de pijn van anderen, verzwakt het gebrek aan gedragsmeting ons argument. Dit gebrek aan betekenis in gedragsgegevens kan te wijten zijn aan de kleine steekproefsets (n = 16 in elke groep). Meer subjectieve metingen van empathisch vermogen of een grotere steekproef moeten worden verzameld in nader onderzoek. Bijvoorbeeld, in plaats van simpelweg de deelnemers te vragen om te beoordelen of de foto pijnlijk is, kunnen we hen vragen om te beoordelen hoe pijnlijk de persoon voelt of hoe onaangenaam de pijn van anderen maakt. De correlaties tussen deze subjectieve metingen en de ERP-index kunnen de bevinding van neurale activiteiten beter associëren met gedragstekorten.
Bijdragen van auteurs
FC heeft het experiment ontworpen. CJ en TW hebben de gegevens verzameld en geanalyseerd. CJ, TW en XP hebben het hoofdmanuscript geschreven. FC en CJ voorbereidden cijfers. Alle auteurs hebben het manuscript beoordeeld.
Financiering
Deze studie werd gefinancierd door de National Natural Science Foundation of China: 31500877, 31600889 en de Outstanding Young Faculty Award van de provincie Guangdong: YQ2014149.
Belangenconflict verklaring
De auteurs verklaren dat het onderzoek is uitgevoerd in afwezigheid van commerciële of financiële relaties die kunnen worden beschouwd als een potentieel belangenconflict.
Referenties
Bacigalupo, F. en Luck, SJ (2015). De toewijzing van aandacht en werkgeheugen in visuele drukte. J. Cogn. Neurosci. 27, 1180-1193. doi: 10.1162 / jocn_a_00771
Balconi, M., Venturella, I., en Finocchiaro, R. (2017). Bewijs van belonen systeem, FRN en P300 effect bij internetverslaving bij jongeren KORTE TITEL: belonen systeem en EEG in internet-verslaving. Brain Sci. 7: E81. doi: 10.3390 / brainsci7070081
Becker, JB, McClellan, ML en Reed, BG (2017). Geslachtsverschillen, geslacht en verslaving. J. Neurosci. Res. 95, 136-147. doi: 10.1002 / jnr.23963
Brand, M., Young, KS en Laier, C. (2014). Prefrontale controle en internetverslaving: een theoretisch model en een overzicht van neuropsychologische en neuro-imaging bevindingen. Voorkant. Brommen. Neurosci. 8: 375. doi: 10.3389 / fnhum.2014.00375
Chen, C., Yang, CY en Cheng, Y. (2012). Sensorimotorische resonantie is een uitkomst, maar geen platform om te anticiperen op schade aan anderen. Soc. Neurosci. 7, 578-590. doi: 10.1080 / 17470919.2012.686924
Cui, F., Ma, N., en Luo, YJ (2016a). Moreel oordeel moduleert neurale reacties op de perceptie van andermans pijn: een ERP-onderzoek. Sci. Rep. 6: 20851. doi: 10.1038 / srep20851
Cui, F., Zhu, X., Duan, F. en Luo, Y. (2016b). Instructies voor samenwerking en competitie beïnvloeden de neurale reacties op de pijn van anderen: een ERP-onderzoek. Soc. Neurosci. 11, 289-296. doi: 10.1080 / 17470919.2015.1078258
Davis, MH (1983). Het meten van individuele verschillen in empathie: bewijs voor een multidimensionale benadering. J. Pers. Soc. Psychol. 44, 113-126. doi: 10.1037 / 0022-3514.44.1.113
Decety, J., en Jackson, PL (2004). De functionele architectuur van menselijke empathie. Behav. Cogn. Neurosci. Rev. 3, 71-100. doi: 10.1177 / 1534582304267187
Decety, J., en Lamm, C. (2006). Menselijke empathie door de lens van sociale neurowetenschap. ScientificWorldJournal 6, 1146-1163. doi: 10.1100 / tsw.2006.221
Decety, J., Yang, CY en Cheng, Y. (2010). Artsen down-reguleren hun pijn-empathie-respons: een onderzoek naar hersenpotentieel dat gerelateerd is aan de gebeurtenis. NeuroImage 50, 1676-1682. doi: 10.1016 / j.neuroimage.2010.01.025
Delorme, A. en Makeig, S. (2004). EEGLAB: een open source toolbox voor analyse van single-trial EEG-dynamica inclusief onafhankelijke componentanalyse. J. Neurosci. methoden 134, 9-21. doi: 10.1016 / j.jneumeth.2003.10.009
Delplanque, S., Lavoie, ME, Hot, P., Silvert, L., en Sequeira, H. (2004). Modulatie van cognitieve verwerking door emotionele valentie bestudeerd door middel van event-gerelateerde potentialen bij mensen. Neurosci. Lett. 356, 1-4. doi: 10.1016 / j.neulet.2003.10.014
D'Hondt, F., Billieux, J., en Maurage, P. (2015). Elektrofysiologische correlaten van problematisch internetgebruik: kritisch onderzoek en perspectieven voor toekomstig onderzoek. Neurosci. Biobehav. Rev. 59, 64-82. doi: 10.1016 / j.neubiorev.2015.10.005
D'Hondt, F., en Maurage, P. (2015). Elektrofysiologische onderzoeken naar internetverslaving: een beoordeling binnen het dual-processysteem. Addict. Behav. 64, 321-327. doi: 10.1016 / j.addbeh.2015.10.012
Dong, G., Zhou, H. en Zhao, X. (2011). Mannelijke internetverslaafden vertonen een verminderde executieve controle: bewijs van een Stroop-taak met kleurwoorden. Neurosci. Lett. 499, 114-118. doi: 10.1016 / j.neulet.2011.05.047
Engelberg, E., en Sjoberg, L. (2004). Internetgebruik, sociale vaardigheden en aanpassing. Cyberpsychol. Behav. 7, 41-47. doi: 10.1089 / 109493104322820101
Fan, Y. en Han, S. (2008). Temporale dynamiek van neurale mechanismen die betrokken zijn bij empathie voor pijn: een onderzoek naar hersenpotentieel dat verband houdt met de gebeurtenis. Neuropsychologia 46, 160-173. doi: 10.1016 / j.neuropsychologia.2007.07.023
Frick, PJ en White, SF (2008). Onderzoeksevaluatie: het belang van ongevoelige emotieloze eigenschappen voor ontwikkelingsmodellen van agressief en antisociaal gedrag. J. Child Psychol. Psychiatrie 49, 359-375. doi: 10.1111 / j.1469-7610.2007.01862.x
Gallese, V. (2003). De wortels van empathie: de gedeelde variëteithypothese en de neurale basis van intersubjectiviteit. psychopathologie 36, 171-180. doi: 10.1159 / 000072786
Grant, JE, Potenza, MN, Weinstein, A., en Gorelick, DA (2010). Inleiding tot gedragsverslavingen. Am. J. Drug Alcohol Misbruik 36, 233-241. doi: 10.3109 / 00952990.2010.491884
Han, S., Fan, Y., en Mao, L. (2008). Verschillen tussen geslachten in empathie voor pijn: een elektrofysiologisch onderzoek. Brain Res. 1196, 85-93. doi: 10.1016 / j.brainres.2007.12.062
Hij, JB, Liu, CJ, Guo, YY en Zhao, L. (2011). Tekorten in de vroege fase van gezichtsperceptie bij excessieve internetgebruikers. Cyberpsychol. Behav. Soc. Netw. 14, 303-308. doi: 10.1089 / cyber.2009.0333
Hetu, S., Taschereau-Dumouchel, V., en Jackson, PL (2012). Het brein stimuleren om sociale interacties en empathie te bestuderen. Brain Stimul. 5, 95-102. doi: 10.1016 / j.brs.2012.03.005
Ibanez, A., Hurtado, E., Lobos, A., Escobar, J., Trujillo, N., Baez, S., et al. (2011). Subliminale presentatie van andere gezichten (maar geen eigen gezicht) stimuleert gedragsmatige en opgeroepen corticale verwerking van empathie voor pijn. Brain Res. 1398, 72-85. doi: 10.1016 / j.brainres.2011.05.014
Jang, MH en Ji, ES (2012). Geslachtsverschillen in associaties tussen problematisch alcoholgebruik door ouders en de internetverslaving van vroege adolescenten. J. Spec. Pediatr. Nurs. 17, 288-300. doi: 10.1111 / j.1744-6155.2012.00344.x
Jung, TP, Makeig, S., Westerfield, M., Townsend, J., Courchesne, E., en Sejnowski, TJ (2001). Analyse en visualisatie van single-trial event-gerelateerde potentialen. Brommen. Brain Mapp. 14, 166-185. doi: 10.1002 / hbm.1050
Kupferberg, A., Bicks, L. en Hasler, G. (2016). Sociaal functioneren bij depressieve stoornis. Neurosci. Biobehav. Rev. 69, 313-332. doi: 10.1016 / j.neubiorev.2016.07.002
Kuss, DJ en Lopez-Fernandez, O. (2016). Internetverslaving en problematisch internetgebruik: een systematische review van klinisch onderzoek. World J. Psychiatry 6, 143-176. doi: 10.5498 / wjp.v6.i1.143
Lai, CM, Mak, KK, Watanabe, H., Jeong, J., Kim, D., Bahar, N., et al. (2015). De bemiddelende rol van internetverslaving bij depressie, sociale angst en psychosociaal welbevinden bij adolescenten in zes Aziatische landen: een benadering voor structurele vergelijkingsmodellering. Volksgezondheid 129, 1224-1236. doi: 10.1016 / j.puhe.2015.07.031
Lamm, C., Nusbaum, HC, Meltzoff, AN en Decety, J. (2007). Wat voel je? Functionele magnetische resonantie beeldvorming gebruiken om de modulatie van sensorische en affectieve responsen tijdens empathie voor pijn te beoordelen. PLoS ONE 2: e1292. doi: 10.1371 / journal.pone.0001292
Geluk, SJ en Gaspelin, N. (2017). Hoe statistisch significante effecten te krijgen in een ERP-experiment (en waarom zou u dit niet moeten doen). psychofysiologie 54, 146-157. doi: 10.1111 / psyp.12639
Lyu, Z., Meng, J., en Jackson, T. (2014). Effecten van pijnoorzaak op de verwerking van pijn bij anderen: een ERP-onderzoek. Exp. Brain Res. 232, 2731–2739. doi: 10.1007/s00221-014-3952-7
Massey, SH, Estabrook, R., O'Brien, TC, Pine, DS, Burns, JL, Jacob, S., et al. (2015). Voorlopig bewijs voor de interactie van het oxytocinereceptorgen (oxtr) en gezichtsbehandeling bij het differentiëren van prenatale rookpatronen. Neurosci. Lett. 584, 259-264. doi: 10.1016 / j.neulet.2014.10.049
Massey, SH, Newmark, RL en Wakschlag, LS (2017). De rol van empathische processen bij stoornissen in middelengebruik expliciteren: een conceptueel kader en onderzoeksagenda. Drug Alcohol Rev. doi: 10.1111 / dar.12548 [Epub ahead of print].
Melchers, M., Li, M., Chen, Y., Zhang, W., en Montag, C. (2015). Lage empathie wordt geassocieerd met problematisch gebruik van internet: empirisch bewijs uit China en Duitsland. Asian J. Psychiatr. 17, 56-60. doi: 10.1016 / j.ajp.2015.06.019
Mella, N., Studer, J., Gilet, AL, en Labouvie-Vief, G. (2012). Empathie voor pijn vanaf de adolescentie tot de volwassenheid: een onderzoek naar hersenpotentieel dat verband houdt met het evenement. Voorkant. Psychol. 3: 501. doi: 10.3389 / fpsyg.2012.00501
Meng, J., Hu, L., Shen, L., Yang, Z., Chen, H., Huang, X., et al. (2012). Emotionele primes moduleren de reacties op de pijn van anderen: een ERP-onderzoek. Exp. Brain Res. 220, 277–286. doi: 10.1007/s00221-012-3136-2
Meng, J., Jackson, T., Chen, H., Hu, L., Yang, Z., Su, Y., et al. (2013). Pijnperceptie in het zelf en observatie van anderen: een ERP-onderzoek. NeuroImage 72, 164-173. doi: 10.1016 / j.neuroimage.2013.01.024
Negd, M., Mallan, KM, en Lipp, OV (2011). De rol van angst en perspectief-nemen strategie op affectieve empathische reacties. Behav. Res. Ther. 49, 852-857. doi: 10.1016 / j.brat.2011.09.008
Nieuwenhuis, S., Aston-Jones, G., en Cohen, JD (2005). Besluitvorming, de P3 en het locus coeruleus-norepinephrine systeem. Psychol. Bull. 131, 510-532. doi: 10.1037 / 0033-2909.131.4.510
Olofsson, JK, Nordin, S., Sequeira, H., en Polich, J. (2008). Affectieve beeldverwerking: een integrale beoordeling van ERP-bevindingen. Biol. Psychol. 77, 247-265. doi: 10.1016 / j.biopsycho.2007.11.006
Preston, SD en de Waal, FB (2002). Empathie: zijn ultieme en nabije bases. Behav. Brain Sci. 25, 1-20.
Rutgen, M., Seidel, EM, Riecansky, I., en Lamm, C. (2015). Vermindering van empathie voor pijn door placebo-analgesie suggereert functionele gelijkwaardigheid van empathie en emotie uit de eerste hand. J. Neurosci. 35, 8938-8947. doi: 10.1523 / JNEUROSCI.3936-14.2015
Sanders, C., Field, TM, Diego, M., en Kaplan, M. (2000). De relatie van internetgebruik tot depressie en sociaal isolement bij adolescenten. Adolescentie 35, 237-242
Sessa, P., Meconi, F., Castelli, L., en Dell'Acqua, R. (2014). Nemen van tijd in het voelen van pijn van andere rassen: een event-gerelateerd potentieel onderzoek naar het tijdsverloop van cross-raciale empathie. Soc. Cogn. Beïnvloeden. Neurosci. 9, 454-463. doi: 10.1093 / scan / nst003
Sheng, F. en Han, S. (2012). Manipulaties van cognitieve strategieën en intergroepsrelaties verminderen de raciale vooroordelen bij empathische neurale reacties. NeuroImage 61, 786-797. doi: 10.1016 / j.neuroimage.2012.04.028
Swendsen, J., Conway, KP, Degenhardt, L., Glantz, M., Jin, R., Merikangas, KR, et al. (2010). Psychische stoornissen als risicofactoren voor middelengebruik, misbruik en afhankelijkheid: resultaten van de 10-jaren follow-up van de Nationale Comorbiditeitenquête. Addiction 105, 1117-1128. doi: 10.1111 / j.1360-0443.2010.02902.x
Tam, P. en Walter, G. (2013). Problematisch internetgebruik in jeugd en jeugd: evolutie van een 21ST eeuws kwelling. Australas. Psychiatrie 21, 533-536. doi: 10.1177 / 1039856213509911
Wang, T., Ge, Y., Zhang, J., Liu, J., en Luo, W. (2014). Het vermogen tot pijn empathie tussen stedelijke Internet-verslaafde achtergelaten kinderen in China: een evenement-gerelateerde potentiële studie. Comput. Brommen. Behav. 33, 56-62. doi: 10.1016 / j.chb.2013.12.020
Wei, HT, Chen, MH, Huang, PC en Bai, YM (2012). De associatie tussen online gaming, sociale fobie en depressie: een internetonderzoek. BMC Psychiatry 12:92. doi: 10.1186/1471-244X-12-92
Yen, JY, Yen, CF, Chen, CC, Chen, SH en Ko, CH (2007). Familiefactoren van internetverslaving en druggebruik in Taiwanese adolescenten. Cyberpsychol. Behav. 10, 323-329. doi: 10.1089 / cpb.2006.9948
Young, KS (1998a). Gevangen in het net: hoe de tekenen van internetverslaving te herkennen - en een winnende strategie voor herstel. New York, NY: Wiley.
Young, KS (1998b). Internetverslaving: de opkomst van een nieuwe klinische stoornis. Cyberpsychol. Behav. 1, 237–244. doi: 10.1007/s10899-011-9287-4
Zung, WW (1965). Een depressieschaal met zelfbeoordeling. Boog. Gen. Psychiatry 12, 63-70. doi: 10.1001 / archpsyc.1965.01720310065008
Zung, WW (1971). Een beoordelingsinstrument voor angststoornissen. Psychosomatiek 12, 371–379. doi: 10.1016/S0033-3182(71)71479-0
Trefwoorden: internetverslaving (IAD), empathie, ERP's, N2, P3
Aanbeveling: Jiao C, Wang T, Peng X en Cui F (2017) Verminderde empathische verwerking bij personen met een internetverslavingsstoornis: een event-gerelateerd potentieel onderzoek. Voorkant. Brommen. Neurosci. 11: 498. doi: 10.3389 / fnhum.2017.00498
Ontvangen: 07 Augustus 2017; Geaccepteerd: 27 september 2017;
Gepubliceerd: 10 oktober 2017.
Bewerkt door:
Alessio Avenanti, Università di Bologna, Italië
Beoordeeld door:
Ruolei Gu, Universiteit van Chinese Academie van Wetenschappen (UCAS), China
Markus Rütgen, Universiteit van Wenen, Oostenrijk
Copyright © 2017 Jiao, Wang, Peng en Cui. Dit is een open access-artikel dat wordt verspreid onder de voorwaarden van de Creative Commons Attribution License (CC BY). Het gebruik, de distributie of de reproductie in andere fora is toegestaan, op voorwaarde dat de oorspronkelijke auteur (s) of licentiegever zijn gecrediteerd en dat de originele publicatie in dit tijdschrift wordt vermeld, in overeenstemming met de geaccepteerde academische praktijk. Geen gebruik, distributie of reproductie is toegestaan die niet aan deze voorwaarden voldoet.
* Correspondentie: Fang Cui, [e-mail beveiligd]
†Deze auteurs hebben gelijkelijk aan dit werk bijgedragen.
;
