Wat zou mijn avatar doen? Gamen, pathologie en risicovolle beslissingen nemen (2013)

Front Psychol. 2013 sep 10; 4: 609. doi: 10.3389 / fpsyg.2013.00609. eCollection 2013.

Abstract

Recent werk heeft een verband blootgelegd tussen pathologisch gebruik van videogames en toegenomen impulsiviteit bij kinderen en adolescenten. Enkele onderzoeken hebben ook aangetoond dat er meer risico's worden genomen buiten de omgeving van de videogame na het spelen van het spel, maar dit werk is grotendeels gericht geweest op één genre van videogames (dwz racen). Gemotiveerd door deze bevindingen, was het doel van de huidige studie om de relatie tussen pathologisch en niet-pathologisch gebruik van videogames, impulsiviteit en risicovolle besluitvorming te onderzoeken. De huidige studie onderzocht ook de relatie tussen ervaring met twee van de meest populaire genres van videogames [ie, first-person shooter (FPS) en strategie] en risicovolle besluitvorming. In overeenstemming met eerder werk, voldoet ~ 7% van de huidige steekproef van universiteits-volwassene aan criteria voor pathologisch gebruik van videogames. Het aantal uren besteed aan gaming per week ging gepaard met een verhoogde impulsiviteit bij een zelfrapportagemeting en bij de temporele verdisconteringstaak (TD). Deze relatie was gevoelig voor het genre van videogames; specifiek, ervaring met FPS-games was positief gecorreleerd met impulsiviteit, terwijl ervaring met strategiespellen negatief gecorreleerd was met impulsiviteit. Uren per week en pathologische symptomen voorspelden een grotere risicobereidheid bij de risicovolle taak en de Iowa Gambling-taak, vergezeld van slechtere algehele prestaties, wat erop wijst dat zelfs wanneer risicovolle keuzes niet lonend waren, personen die meer tijd besteedden aan gamen en meer symptomen van pathologische aandoeningen onderschreven. gaming bleef deze keuzes maken. Op basis van deze gegevens suggereren we dat de aanwezigheid van pathologische symptomen en het genre van videogames (bijvoorbeeld FPS, strategie) belangrijke factoren kunnen zijn bij het bepalen hoe de hoeveelheid game-ervaring betrekking heeft op impulsiviteit en risicovolle besluitvorming.

sleutelwoorden: videogames, besluitvorming, risico, gebruik van pathologische videogames, impulsiviteit, verwerking van beloningen

Uit eerder onderzoek is gebleken dat de ervaring met videogames op verschillende manieren invloed heeft op cognitie en emotie (West en Bailey, 2013). Een grotere ervaring met videogames gaat bijvoorbeeld gepaard met een verminderd gebruik van proactieve cognitieve controle (Kronenberger et al., 2005; Mathews et al., 2005; Bailey et al., 2010), verschillen in de ervaring en expressie van positief en negatief affect (Bartholow et al., 2006; Kirsh en Mounts, 2007; Bailey et al., 2011), en een toename van het aantal symptomen geassocieerd met ADHD, in het bijzonder voor personen die het spelen van pathologische videogames demonstreren (PVP; Gentile, 2009; Gentile et al., 2011; Pawlikowski en Brand, 2011). Bevindingen uit talrijke onderzoeken tonen aan dat de effectiviteit van de besluitvorming wordt gematigd door emotie, executieve of cognitieve controle en de aanwezigheid van chemische en gedragsverslaving (Tanabe et al., 2007; Weber en Johnson, 2009; Figner en Weber, 2011). Gezien de associatie tussen videogamebeleving, PVP, en emotie en cognitieve controle, zou je kunnen verwachten dat videogamebeleving een nadelig effect heeft op de effectiviteit van besluitvorming. Ter ondersteuning van deze hypothese hebben enkele onderzoeken aangetoond dat blootstelling aan racegames de besluitvorming in de echte wereld met betrekking tot rijgedrag kan beïnvloeden (Fischer et al., 2009; Beullens et al., 2011). De huidige studie strekt zich uit van bestaand bewijsmateriaal door de relatie te onderzoeken tussen andere genres van videospellen [dwz first-person shooter (FPS) en strategie], PVP en risicovolle besluitvorming in een gokcontext.

Onderzoek naar de relatie tussen videogames en risicovolle besluitvorming richtte zich vooral op de effecten van racegames op attitudes ten aanzien van en betrokkenheid bij risicovol rijgedrag (bijv. Te hard rijden, plezier rijden, straatracen, zie Fischer et al., 2011). Op basis van zelfrapportage metingen, is de tijd besteed aan het spelen van racegames positief geassocieerd met deelname aan riskant rijden onder adolescenten en volwassenen, met name mannen (Beullens et al., 2011), en negatief geassocieerd met voorzichtig rijden (Fischer et al., 2007). Bovendien verhoogt de blootstelling van het laboratorium aan racegames de positieve houding ten opzichte van het nemen van risico's en het nemen van meer risico's bij een computergestuurde rijtaak (Fischer et al., 2007, 2009), wat mogelijk deels het gevolg is van grotere zelfperceptie als een risicovolle driver (Fischer et al., 2009). Bovendien lijken racegames het aantrekkelijkst voor personen die vatbaar zijn voor een verhoogd risico op auto-ongelukken en sterfgevallen (National Highway Traffic Safety Administration, 2009). Op basis van deze bevindingen lijkt het erop dat blootstelling aan videogames op lange en korte termijn kan leiden tot veranderingen in houding ten opzichte van en betrokkenheid bij gedragingen die in het spel worden geïllustreerd.

Pathologisch gebruik van videogames vertegenwoordigt een aanzienlijk probleem voor 8-9% van kinderen en adolescenten (niet-westerse, 2009; Gentile et al., 2011). Personen met meer PVP-symptomen melden vaker en langduriger video games spelen, andere activiteiten overslaan (bijvoorbeeld huiswerk, klusjes) om videogames te spelen en videogames gebruiken om hun problemen vaker te vermijden dan hun leeftijdsgenoten. Grotere PVP-symptomologie is ook gekoppeld aan meldingen van verhoogde agressie en impulsiviteit, slechte prestaties op school en verhoogde niveaus van symptomen gerelateerd aan depressie en ADHD (Gentile et al., 2011).

Pathologisch gamen kan ook verband houden met een toename van risicovolle beslissingen. Pawlikowski en Brand (2011) onderzocht individuele verschillen in buitensporige internetgaming en -prestaties op de Game of Dice-taak, een maatregel van risicovolle besluitvorming. In deze taak probeert de deelnemer zoveel mogelijk geld te verdienen door te raden welk nummer uit de rol van een 6-zijdige dobbelsteen komt. Overmatige internet gamers selecteerden vaker lage kans opties dan niet-gamers, resulterend in grotere verliezen. Dit gedrag is vergelijkbaar met het gedrag van personen met gokproblemen (Cavedini et al., 2002; Brand et al., 2005). Dit werk suggereert dat pathologisch gamen positief geassocieerd wordt met grotere impulsiviteit en het nemen van risico's, boven en buiten de hoeveelheid tijd besteed aan gamen.

Bewijsmateriaal uit onderzoeken naar middelengebruik en kansspelproblematiek kan inzicht bieden in hoe PVP risicovolle beslissingen beïnvloedt. Stofgebruik (Kirby et al., 1999; Mitchell, 1999; Kim et al., 2011) en probleemgokken (Brand et al., 2005; Slutske et al., 2005; Tanabe et al., 2007) zijn gekoppeld aan verhogingen van risicovolle beslissingen via een of meer van de volgende trajecten: verstoorde uitvoerende functies, veranderde gevoeligheid voor positieve en negatieve uitkomsten, of verhoogde impulsiviteit. Alcoholafhankelijke patiënten presteren bijvoorbeeld slechter op de Iowa Gambling Task (IGT; Kim et al., 2011), langer duren om te leren van negatieve uitkomsten (dat wil zeggen, doorgaan met het selecteren van kaarten van de "slechte" dekken) in vergelijking met niet-alcoholafhankelijke patiënten. Pathologisch gokken is tijdens de IGT in verband gebracht met verminderde prefrontale activiteit in de rechter hemisfeer, waarschijnlijk als gevolg van veranderingen in besluitvorming met betrekking tot risico's (Tanabe et al., 2007). De effecten van nicotine op de impulsiviteit zijn uitgebreid bestudeerd met behulp van de temporele disconteringstaak (TD) (bijv. Mitchell, 1999; Ohmura et al., 2005) waarbij deelnemers kiezen tussen kleinere beloningen die direct of na een korte vertraging worden geleverd en grotere beloningen na een langere vertraging (Loewenstein en Thaler, 1989; Lezen, 2004). Het selecteren van de kleinere, onmiddellijke beloning kan worden geïnterpreteerd als een weerspiegeling van grotere impulsiviteit. Sigarettenrookers zijn consequent impulsiever over deze taak dan niet-rokers (Mitchell, 1999; Reynolds et al., 2004). Bovendien is de mate waarin rokerskorting de monetaire winst vertraagt ​​gecorreleerd met hun dagelijkse nicotine-inname (Reynolds et al., 2004; Ohmura et al., 2005). Deze bevindingen duiden erop dat alcohol- en drugsmisbruik positief geassocieerd zijn met impulsieve selectie van directe beloningen, mogelijk als gevolg van verzwakte controle over gedrag.

Racegames lijken de belangrijkste risicogerelateerde gedachten en riskant rijgedrag te zijn; het is echter tot nu toe onduidelijk of verschillende genres van videogames ook risicovolle beslissingen kunnen nemen in andere domeinen. Er zijn echter aanwijzingen dat bepaalde genres van videogames verschillende effecten op cognitieve controle kunnen hebben, een reeks vaardigheden die het mogelijk maken om doelgerichte informatieverwerking te handhaven (Basak et al., 2008; Bailey et al., 2010). Bijvoorbeeld in een individuele verschilstudie (Bailey et al., 2010), ontdekte dat ervaring met FPS-videospellen gecorreleerd was met een vermindering van proactieve controle (actief, duurzaam onderhoud van doelrelevante informatie) en niet correleerde met reactieve controle (just-in-time mobilisatie van controle nadat conflict werd gedetecteerd; , 2012). Verder Swing (2012) toonde aan dat 10 h van FPS-ervaring resulteerde in een vermindering van het gebruik van proactieve controle in een trainingsstudie. Deze bevindingen kunnen erop wijzen dat FPS-gamers meer geneigd zijn om hun beslissingen te nemen op het moment dan na zorgvuldig nadenken, een tendens die zich zou kunnen manifesteren als een voorkeur voor directe beloningen in plaats van een langetermijnbeoordeling van de risico's en voordelen. In tegenstelling tot FPS-games kunnen strategievideospellen een toename van zorgvuldige planning en uitvoergestuurde controle van gedrag bevorderen. Basak et al. (2008) toonde aan dat 23.5 h van training op een strategievideogame het schakelen tussen taken en het werkgeheugen verbeterde. Dit onderzoeksgebied is relevant voor het huidige onderzoek omdat vergelijkbare neurale structuren betrokken zijn bij cognitieve controle en besluitvorming (Steinberg, 2008; Christopoulos et al., 2009). Daarom kunnen de effecten van blootstelling aan videogames op deze hersengebieden ook gevolgen hebben voor de effectiviteit van de besluitvorming.

Het doel van de huidige studie was om het werk van Fischer et al. Uit te breiden. (2007, 2009) naar andere videogamagenres en besluitvormingscontexten om een ​​beter begrip te krijgen van hoe de ervaring met videogames gerelateerd is aan risicovolle beslissingen. Om dit doel te bereiken, werden meerdere besluitvormingstaken met risico's uitgevoerd. We concentreerden ons op FPS en strategische videogames vanwege hun aanhoudende populariteit bij spelers (The NDP Group, 2010), evenals hun potentieel om de besluitvorming op tegengestelde manieren te beïnvloeden. In de huidige studie rapporteerden individuen eerdere videogamervaring (dat wil zeggen uren per week gespeeld, PVP-symptomen en genre) en voltooiden ze een reeks vragenlijsten en computertaken die risicovolle beslissingen beoordeelden. Canonical Corration Analysis (CCA) werd gebruikt om de latente relaties tussen videogamebeleving, PVP en geslacht (dwz voorspellende variabelen) en maatregelen voor risicovolle besluitvorming (dwz afhankelijke variabelen) te onderzoeken. Gebaseerd op eerder werk (Gentile, 2009; Gentile et al., 2011), veronderstelden we dat het gemiddelde aantal uren besteed aan het spelen van videogames per week en het aantal onderschreven pathologische symptomen hogere impulsiviteit, voorkeur voor onmiddellijke of grotere beloningen en een toegenomen selectie van de risicovollere opties zou voorspellen. FPS en strategie-videospellen werden naar verwachting anders geassocieerd met risicovolle beslissingen; Van FPS-gamers werd verwacht dat ze impulsiever en gevoeliger voor beloningen waren, terwijl van gamers werd verwacht dat ze minder riskante opties selecteren en gevoeliger zijn voor negatieve uitkomsten. Interacties tussen uren, PVP en genre werden ook onderzocht om te bepalen of de effecten van de hoeveelheid tijd besteed aan het spelen van videospellen en het naast elkaar voorkomen van pathologie alle relaties met genre zou matigen.

Methode

Deelnemers

Deelnemers waren 149-studenten (70-vrouwen) van de Iowa State University, variërend in leeftijd van 16 tot 30 jaar. Vanwege een fout in de software gingen gegevens voor de testfase van de probabilistische selectietaak verloren voor één deelnemer. Geïnformeerde toestemming werd verkregen van alle deelnemers en zij ontvingen studiepunten voor hun deelname. De studie werd goedgekeurd door de Institutional Review Board van de universiteit.

Materialen en ontwerp

Vragenlijst voor mediagebruik

De vragenlijst voor het gebruik van de media bevatte drie vragen van hogere orde. Twee vragen vroegen de persoon om het aantal uren te vermelden dat hij besteedde aan het spelen van videogames op een typische weekdag (vraag 1, van maandag tot vrijdag) of weekend (vraag 2, zaterdag en zondag) voor elk van de vier tijdsperioden (6 is om 12 uur, middag naar 6 pm, 6 van middernacht tot middernacht en middernacht van naar 6 am). De derde vraag vroeg de deelnemer om aan te geven hoe vaak hij / zij elk van 12 verschillende genres van videogames speelt en welk videogames ze het meeste tijd speelden. De afhankelijke variabelen die werden gebruikt, waren het totale aantal uren besteed aan het spelen van videogames per week en classificatie als een FPS- of strategie-videospelspeler (0 of 1) op basis van het genre van het videogame dat zij het vaakst hebben gemeld. De interne betrouwbaarheid was hoog voor het aantal uren gespeeld (coëfficiënt α = 0.85) en voor de hoeveelheid ervaring met genres van videogames (coëfficiënt α = 0.87).

Pathologische gameschaal

Een herziene versie van de PVP-schaal (Gentile, 2009; Gentile et al., 2011) was samengesteld uit 13 items die waren gebaseerd op de DSM-IV-criteria voor gokverslaving. De deelnemers beantwoordden elke vraag door 'ja', 'nee', 'soms' of 'weet niet' te selecteren. De afhankelijke variabele was het aantal vragen waarop ze “ja” antwoordden (1-13). De interne betrouwbaarheid voor de huidige steekproef was acceptabel (coëfficiënt α = 0.60).

Barratt impulsiviteitsschaal

De Barratt Impulsiveness Scale-versie 11 (BIS-11; Patton et al., 1995) werd gebruikt om algemene impulsiviteit te meten. De BIS-11 bestaat uit 30-instructies (bijv. Ik verander van hobby, ik ben van plan om werk te vinden) en voor elke verklaring hebben deelnemers de volgende opties geselecteerd: "Zelden / nooit", "Af en toe", "Vaak" of "Bijna" altijd / altijd. "Bij het scoren werden de antwoorden numeriek gecodeerd van 1 (zelden / nooit) naar 4 (bijna altijd / altijd) en opgeteld om een ​​totale score te verkrijgen (0-20). Hogere scores duiden op hogere niveaus van impulsiviteit. De interne betrouwbaarheid van de BIS in de huidige steekproef was hoog (coëfficiënt α = 0.75).

Risico-attitudeschaal

Een aangepaste versie van de Risk-attitudes Scale (RAS; Weber et al., 2002) bevatten 20-instructies van de ethische, gok- en recreatieve subschalen van de oorspronkelijke meetwaarde. Deelnemers gaven aan hoe waarschijnlijk of onwaarschijnlijk het zou zijn om zich in te laten met het gedrag dat in elke uitspraak wordt beschreven op een schaal van 1 (zeer onwaarschijnlijk) tot 5 (zeer waarschijnlijk). De afhankelijke variabele was de gemiddelde score voor alle items (1-5). Hogere scores weerspiegelen een meer acceptabele houding tegenover risico's. De interne betrouwbaarheid van de meting in de huidige steekproef was hoog (coëfficiënt α = 0.76).

Iowa goktaak

In de IGT (Bechara et al., 1994) deelnemers selecteerden bij elke proef een van de vier tokens om punten te verdienen. Elke token was gekoppeld aan zijn eigen set winsten en verliezen. Deelnemers kregen de opdracht zoveel mogelijk punten te verzamelen voor het einde van de taak. De winst of het verlies voor elke token was vooraf bepaald voor elk van de 100-onderzoeken, zodat het selecteren van twee van de tokens (cirkel of vierkant) bij de meeste onderzoeken resulteert in een netto winst van punten, terwijl de andere twee tokens (kristal of diamant) worden geselecteerd bij de meeste onderzoeken resulteert dit in een nettoverlies van punten. Aan de deelnemers werd niet verteld welke tokens "goed" waren en welke "slecht" waren. Nadat een token was geselecteerd, werd de deelnemer op de hoogte gesteld van de uitkomst (winst of verlies) en het totale aantal punten dat ze hadden verdiend. De tokens bleven op het scherm totdat de deelnemer een selectie maakte. De feedback werd weergegeven voor 1500 ms en de antwoordtoetsen waren "i" (cirkel), "r" (kristal), "c" (vierkant) en "m" (ruit). De afhankelijke variabele was het aantal keren dat "slechte" tokens werden geselecteerd in de laatste 20-proeven.

Temporele discontering

De TD-taak was vergelijkbaar met McClure et al. (2004). Deelnemers gaven hun voorkeur aan in een reeks keuzes tussen een kleiner bedrag dat op een eerder tijdstip was ontvangen en een groter bedrag dat op een later tijdstip werd ontvangen. Deelnemers kregen de opdracht om elke beslissing te nemen alsof ze de door hen geselecteerde optie zouden ontvangen. De eerste twee keuzes zijn opgelost om deelnemers in staat te stellen te leren hoe ze in de taak moeten reageren. Bij de eerste keuze moesten deelnemers kiezen uit dezelfde hoeveelheden geld die beschikbaar waren met twee verschillende vertragingen (bijv. $ 27.10 in 2 weken versus $ 27.10 in 1 maand en 2 weken) en de tweede keuze vereiste deelnemers om te kiezen tussen twee geldbedragen waarbij het eerdere bedrag kleiner is dan 1 procent van het latere bedrag (bijvoorbeeld $ 0.16 vandaag versus $ 34.04 in 1 maand en 2 weken). De resterende 40-onderzoeken zijn geconstrueerd door een van de vroege vertragingen (vandaag, 2-weken of 1-maand) te combineren met een van de latere vertragingen (2-weken, 1-maand) en een van de volgende procentuele verschillen in geldbedrag: 1, 3, 5, 10, 15, 25, 35, 50%. De vroege hoeveelheid geld werd willekeurig getrokken uit een bereik van $ 5 tot $ 40 en vervolgens werd het grotere bedrag ingesteld op het opgegeven procentuele verschil. Alle combinaties van de vroege vertragingen, late vertragingen en procentuele verschillen werden gebruikt met uitzondering van die waarbij de latere vertraging meer dan 6 maanden na het experiment zou zijn. De twee opties werden aan beide zijden van het scherm weergegeven met de kleinere, eerdere beloning die altijd aan de linkerkant werd weergegeven, en de opties bleven op het scherm totdat een antwoord werd gegeven. Een geel driehoekje onder elke optie werd rood voor 2000 ms na het antwoord om de selectie aan te geven. Dit werd gevolgd door een leeg scherm voor 2000 ms en toen verscheen de volgende keuze. Antwoordtoetsen waren "v" voor de optie aan de linkerkant en "m" voor de optie aan de rechterkant. De afhankelijke variabele was het percentage keuzes waarbij het eerdere / kleinere bedrag was geselecteerd. Het vaker selecteren van de eerdere optie duidt op grotere risicoaversie.

Probabilistische selectie

In de probabilistische selectietaak (Frank et al., 2004), bekeken de deelnemers drie paar stimuli (AB, CD, EF) willekeurig gepresenteerd en kregen de opdracht om een ​​van de stimuli in elk paar te selecteren. Probabilistische feedback werd na elke selectie gepresenteerd. In het eerste paar, selecteer A geleid tot positieve feedback (dwz "Correct!") 80% van de tijd en selectie van B leidde tot negatieve feedback (dwz "Onjuist") 20% van de tijd. In het tweede paar leidde selectie van C tot positieve feedback 70% van de tijd, en in het derde paar selecteerde E tot positieve feedback 60% van de tijd. Deelnemers voerden drie leerblokken uit van 60-onderzoeken (20 van elk paar). In het laatste blok bekeken deelnemers alle mogelijke paren van de zes stimuli vier keer per keer en kregen geen feedback over hun keuzes. De stimuli waren zes Japanse Hiragana-personages die een tegenwicht vormden tegenover de drie feedbackkansen (dwz AB, CD, EF). In alle blokken bleven de cijfers op het scherm totdat een antwoord werd gegeven of totdat 4000-ms werd doorgegeven als er geen reactie werd gedetecteerd. In de leerblokken is feedback weergegeven voor 1500-ms. Er was een 500 ms response-to-stimulus-interval in het laatste blok. Antwoordknoppen waren "v" om het cijfer aan de linkerkant te selecteren en "m" om het cijfer aan de rechterkant te selecteren. De afhankelijke variabelen waren het percentage onderzoeken waarbij A werd gekozen (Kies A) en B werd vermeden (Vermijd B) in het laatste blok. Een grotere selectie van A dan vermijding van B in het laatste blok duidt op leren op basis van positieve in plaats van negatieve uitkomsten. Meer vermijden van B dan selectie van A in het laatste blok geeft aan dat leren gebaseerd op negatieve uitkomsten meer is dan positieve uitkomsten.

Risico taak

In de risicovolle taak (Knoch et al., 2006), werden de deelnemers gepresenteerd met zes vakken, waarvan elk waarschijnlijk een winnende token bevatte. Sommige dozen waren blauw en andere waren roze. Deelnemers kregen de opdracht om de kleur te selecteren van het vak waarvan zij dachten dat ze het winnende token bevatten. Als ze correct kozen, ontvingen ze het aantal punten dat was gekoppeld aan de kleur die ze hadden geselecteerd, maar als ze niet klopten, verloren ze zoveel punten. Twee variabelen werden gemanipuleerd in deze taak. Het risiconiveau verwijst naar de verhouding van roze en blauwe vakken die 5 kunnen zijn: 1, 4: 2 of 3: 3. Als er bijvoorbeeld 5 blauwe vakken en 1 roze vak zijn, dan is er een 1 in 6 kans dat de roze doos het winnende token bevat; daarom zou het selecteren van roze riskanter zijn dan het selecteren van blauw. Het saldo van beloning verwijst naar het aantal punten dat de kleuren waard zijn en kan 90 zijn: 10, 80: 20, 70: 30 of 60: 40. De kleur met minder vakken was altijd de grotere puntwaarde waard. In het bovenstaande voorbeeld is het selecteren van roze bijvoorbeeld 90-punten waard, terwijl het selecteren van blauw alleen 10-punten waard zou zijn. Deelnemers voltooiden 100-proeven. Vier daarvan waren combinaties van het 3: 3-risiconiveau met de balans van beloning en werden niet meegenomen in de analyse. De overige 96-onderzoeken omvatten alle andere mogelijke combinaties van risiconiveau, saldo van beloning en kleur. Het risiconiveau werd weergegeven boven de vakken bij elke test en het saldo van de beloning werd hieronder weergegeven. De box-weergaven bleven op het scherm totdat de deelnemer reageerde, gevolgd door feedback met de uitkomst en totaalpunten voor 1500-ms. De antwoordtoetsen waren "v" om roze te selecteren en "m" om blauw te selecteren. De afhankelijke variabelen voor deze maat waren de totale score aan het einde van de taak (risicototaal) en het percentage lage risicoselecties (laag risico).

Procedure

Alle stimuli werden gepresenteerd met behulp van E-Prime 1.2 Software (Psychology Software Tools, Pittsburgh, PA). Deelnemers ondertekenden de geïnformeerde toestemming en voltooiden de BIS-11, pathologische gameschaal, RAS en de vragenlijst voor mediagebruik. De helft van de deelnemers voltooide de taken in de volgende volgorde: TD, risicovraag, Iowa Gambling Task en Probabilistic Selection; de andere helft van de deelnemers voltooide de taken in de omgekeerde volgorde. Deelnemers hebben ook het bruikbare gezichtsveld en stop-signaaltaken voltooid, maar omdat deze gegevens niet specifiek betrekking hebben op de relatie tussen videogames en risicovolle beslissingen, wordt dit hier niet vermeld. Nadat de taken waren voltooid, werden de deelnemers debriefed en bedankt voor hun deelname. Het hele onderzoek duurde ~ 90 min.

Resultaten

Voorbeeldkenmerken

tafel Table11 omvat de gemiddelden, standaardafwijkingen en bereiken van alle gemeten variabelen. Meer dan de helft van de sample (64%) meldde het spelen van videogames minstens 2 h per week. De gemiddelde hoeveelheid gerapporteerde videospellen was 20.6 uur per week (SD = 25.4, 25th quartile = 0, 50th quartile = 13, 75th quartile = 34). Mannen meldden dat ze meer uren per week speelden (M = 28.2, SD = 21.9) dan vrouwen (M = 12.1, SD = 26.5), t(147) = 4.06, p <0.001. Pathologisch gamen (dwz 'ja' reageren op 6 of meer van de uitspraken op de PVP-schaal) werd gerapporteerd door 7.4% (mannen = 13.9%, vrouwen = 0%) van de steekproef, consistent met het percentage waargenomen in andere steekproeven van kinderen en adolescenten (niet-Joodse, 2009; Gentile et al., 2011). Het gemiddelde aantal pathologische gamingsymptomen was, M = 1.8, SD = 2.0. Mannen rapporteerden meer symptomen gerelateerd aan pathologisch gamen (M = 2.7, SD = 2.1) dan vrouwen (M = 0.8, SD = 1.2), t(147) = 6.90, p <0.001.

Tabel 1 

Beschrijvende statistiek voor alle onafhankelijke en afhankelijke variabelen.

Geen-orde-correlaties

Correlaties tussen alle variabelen die in de analyses zijn opgenomen, worden weergegeven in de tabel Table2.2. Het patroon van associatie dat in deze variabelen is waargenomen, wordt kort samengevat voordat de resultaten van de CCA worden besproken om de lezer te oriënteren op de fundamentele relaties die aanwezig zijn in de dataset. Naast de geobserveerde variabelen zijn er vijf termen voor interactie in twee richtingen berekend (dwz het aantal uren besteed aan het spelen van videogames per week (uur) met PVP en de twee genres van videogames (dwz FPS en strategie) en PVP met de twee genres). Geslacht (dummy gecodeerd: man = 1, vrouw = 2) was negatief gecorreleerd met uren, FPS, PVP, RAS, uren × PVP, uren × FPS, uren × strategie, PVP × FPS en PVP × strategie, wat aangeeft dat mannen rapporteerden meer ervaring met videogames, pathologisch gamen en het nemen van risico's dan vrouwen. Uren was positief gecorreleerd met PVP, PVP × FPS en PVP × strategie. FPS-gaming was positief gecorreleerd met PVP. Strategiegamen was positief gecorreleerd met PVP en uren × PVP. Het aantal pathologische spelsymptomen was positief gecorreleerd met uren × FPS en uren × strategie. Deze gegevens geven aan dat de prevalentie van pathologisch gamen toeneemt met het aantal uren besteed aan gamen per week, en dat dit geldt voor zowel FPS- als strategiespellen.

Tabel 2 

Correlaties tussen alle variabelen en interactievoorwaarden.

In overeenstemming met onze hypotheses waren er twee patronen van associatie tussen de ervaring van videogames en de maatregelen voor risicovolle besluitvorming (dwz verhoogde impulsiviteit, verminderde gevoeligheid voor negatieve feedback). Zelfgerapporteerde impulsiviteit was positief gecorreleerd met uren en uren × PVP, consistent met eerder werk (Gentile et al., 2011). Selectie van de eerdere, kleinere beloning in de TD-taak was positief gecorreleerd met FPS [FPS-gamers: M = 0.79, SD = 0.17; niet-FPS-gamers: M = 0.71, SD = 0.22; t(147) = -2.10, p = 0.04] en uren × FPS (afbeelding (Figure1A), 1A), in overeenstemming met de hypothese dat dit genre van videogames de focus van een individu kan verschuiven naar onmiddellijke beloningen, wat resulteert in meer impulsieve besluitvorming.

Figuur 1 

(A) Gemiddelde verhouding van vroege selecties in de temporele verdisconteringstaak als een functie van uren en identificatie als een FPS-gamer. (B) Vermijd B in de probabilistische selectietaak als een functie van identificatie als een strategie-gamer. Foutbalken vertegenwoordigen ...

Selectie van slechte decks in de IGT was positief gecorreleerd met Uren × PVP (Figuur (Figure2A), 2A), ondersteunend het idee dat verhoogde uren en pathologie gerelateerd zijn aan verminderd leren van negatieve uitkomsten. Het percentage selecties met laag risico in de risicovolle taak was negatief gecorreleerd met Uren, Uren × PVP en Uren × FPS, wat wijst op een grotere kans op risico's bij gamers. Belangrijk is dat de totale score in de risicovolle taak negatief gecorreleerd was met Uren en Uren × PVP (Figuur (Figure2B), 2B), wat aantoont dat het selecteren van de meer risicovolle optie vaker een nadelig effect had op de totale winst voor mensen met meer gamebeleving en PVP-symptomen. Evenzo was de gevoeligheid voor negatieve feedback in de probabilistische selectietaak negatief gecorreleerd met uren, wat erop wijst dat niet wordt geleerd van negatieve uitkomsten. De gevoeligheid voor negatieve feedback daarentegen was positief gecorreleerd met Strategiegames (Figuur (Figure1B) .1B). Strategiegamers (M = 0.72, SD = 0.25) vermijd B vaker dan niet-strategische gamers (M = 0.62, SD = 0.23), t(146) = -2.09, p = 0.04, ondersteunend de hypothese dat dit genre spelers kan aanmoedigen om van fouten te leren en ze in de toekomst niet te hoeven maken.

Figuur 2 

(A) Percentage proeven waarbij de "slechte" decks werden geselecteerd in de IGT en (B) totaal behaalde punten in de risicotaak als functie van uren en PVP-symptomen. Foutbalken vertegenwoordigen de standaardfout van het gemiddelde.

Canonische correlatieanalyse

Om de latente associaties tussen video game-ervaring en pathologie (dat wil zeggen, voorspellende variabelen), en risicovolle besluitvorming (dat wil zeggen, afhankelijke variabelen; Figure3) 3) een CCA uitgevoerd. De voordelen van het gebruik van deze benadering en de aannames ervan zijn uiteengezet in Sherry en Henson (2005). Belangrijk is dat CCA de kans op Type I-fouten verkleint (dat wil zeggen, op valse significante associaties), terwijl een onderzoeker de multivariate gedeelde relaties tussen de twee sets variabelen (dat wil zeggen, videogamervaring en risicovolle besluitvorming) kan evalueren. De analyse onthulde negen functies met kwadraat canonieke correlaties (R2c) van 0.39, 0.28, 0.19, 0.14, 0.11, 0.05, 0.03, 0.02 en 0.01 voor respectievelijk de functies één tot en met negen. Het volledige model was significant met behulp van het Wilks λ = 0.25 criterium, F(117, 955) = 1.68, p <0.001. Wilks 'λ vertegenwoordigt de variantie die niet wordt verklaard door het model, daarom 1 — Wilks' λ vertegenwoordigt de volledige modeleffectgrootte in termen van r2. In deze analyse met negen canonieke functies, de r2 was 0.75, wat aangeeft dat het volledige model 75% van de variantie tussen de twee sets variabelen verklaarde. Om de hiërarchische rangschikking van de functies voor statistische significantie te testen, werd een dimensiereductie-analyse gebruikt (tabel (Table3) .3). De test van het volledige model was significant (bijv. Functies 1-9), net als de test van functies 2-9. Samen verklaarden deze twee functies 67% van de variantie. Geen van de andere functies verklaarde een aanzienlijk deel van de gedeelde variantie tussen de variabele sets na extractie van de vorige functies. De eerste canonieke functie onthulde een correlatie van r = 0.62 tussen de voorspeller en afhankelijke variabelen, en de tweede canonieke functie onthulde een correlatie van r = 0.53 tussen de variabele sets. Dit geeft aan dat voor de eerste twee canonieke functies de twee variabele sets sterk gecorreleerd waren (Sherry en Henson, 2005).

Figuur 3 

Illustratie van de canonieke correlatiefunctie met tien voorspellers (vakken aan de linkerkant) en acht afhankelijke variabelen (vakken aan de rechterkant). De canonieke correlatie is de Pearson's r tussen de twee latente variabelen (ovalen), die zijn afgeleid ...
Tabel 3 

Tests van canonieke functies.

De canonieke correlaties tussen de variabelen (voorspeller en afhankelijk) en de functies geven aan welke variabelen de sterkste bijdrage leveren aan de functie en kunnen op dezelfde manier worden geïnterpreteerd als de factorbelastingen in een factoranalyse (Afifi et al., 2004). In een voorbeeld van 148, een r van 0.30 is significant op het 0.001-niveau; daarom variabelen waarvoor r ≥ 0.30 werd als statistisch significant beschouwd (Tabel (Table4) .4). In overeenstemming met onze voorspellingen, vertegenwoordigt de eerste functie een positieve associatie tussen uren en pathologisch gamen, en nemen van risico's, impulsiviteit en differentieel leren van positieve en negatieve feedback (figuur (Figure4) .4). Concreet verklaarde de eerste canonieke functie 11.12% van de variantie in de afhankelijke variabelen en was deze het sterkst gerelateerd aan RAS, risicototaal, Vermijd B, Kies A en BIS-11. Met uitzondering van RAS was het teken van de correlatie hetzelfde voor alle variabelen, wat aangeeft dat ze positief gerelateerd waren. RAS-scores waren omgekeerd evenredig met de andere variabelen, wat betekent dat hogere scores op de RAS geassocieerd waren met lagere totaalscores op de risicotaak. De eerste functie verklaarde 5.34% van de variantie in de voorspellingsvariabelen met primaire bijdragen van uren × PVP, uren, geslacht, PVP en uren × FPS. Al deze variabelen, behalve geslacht, waren positief gerelateerd aan de afhankelijke variabelen, wat erop duidt dat meer uren, pathologische symptomen en de tijd die is doorgebracht met het spelen van FPS-spellen, impulsiviteit, gevoeligheid voor feedback en verliezen op de risicovolle taak voorspelden. De negatieve associatie met seks duidt erop dat mannen risicovollere beslissingen nemen dan vrouwen.

Tabel 4 

Canonische correlaties na varimax-rotatie van de afhankelijke variabelen.
Figuur 4 

Grafische weergave van de significante canonieke functies en de sterkste bijdragende voorspellers (linkerkant) en afhankelijke variabelen (rechterkant). Volle lijnen vertegenwoordigen de eerste canonieke functie en stippellijnen geven de tweede canonieke weer ...

De tweede functie verklaarde 8.08% van de variantie in de afhankelijke variabelen en was het sterkst gerelateerd aan BIS-11, Risk Total en selecties met laag risico. Zoals verwacht, was het maken van selecties met laag risico geassocieerd met hogere scores op de risicovolle taak en lagere impulsiviteit. De tweede functie verklaarde 2.94% van de variantie in de voorspellende variabelen en was voornamelijk gerelateerd aan FPS, uren × FPS, PVP, uren en geslacht. In overeenstemming met onze hypothesen voorspelden ervaringen met FPS-videospellen en PVP-symptomen slechtere prestaties op de risicotaak (bijv. Minder selecties met laag risico en lagere totaalscores) en grotere impulsiviteit (figuur (Figure4) .4). In tegenstelling tot de eerste functie werden BIS-11-scores hier sterker voorspeld, met de nadruk op de effecten op impulsiviteit en ondersteuning van eerder werk (Gentile, 2009; Gentile et al., 2011).

Discussie

De huidige studie was bedoeld om de relaties tussen video-game-ervaring, pathologisch gamen en risicovolle beslissingen te onderzoeken. In overeenstemming met eerder werk (Gentile, 2009; Gentile et al., 2011), ~ 7% van de huidige steekproef van jonge volwassenen voldeed aan criteria voor pathologisch gamen. Bovendien werd pathologisch gamen niet waargenomen bij vrouwen in onze steekproef. Gezien de genderbalans in de steekproef, betekent dit dat ongeveer 14% van de mannen die aan de studie deelnamen melding maakte van pathologisch gamen. Significante correlaties werden waargenomen tussen urenlang gamen, pathologisch gamen en game-genre, en impulsiviteit, het nemen van risico's en de gevoeligheid voor positieve en negatieve feedback. De CCA onthulde dat pathologisch gamen positief gerelateerd was aan feedbackgevoeligheid, terwijl het spelen van FPS-spellen positief gerelateerd was aan impulsiviteit en het nemen van risico's.

De zelfrapportage en gedragsmetingen wezen uit dat pathologisch gamen en het spelen van FPS-spellen positief geassocieerd waren met grotere impulsiviteit. De interactie tussen uren en PVP was ook positief gerelateerd aan BIS-II scores, wat aangeeft dat meer pathologische symptomen positief geassocieerd waren met grotere impulsiviteit (Gentile et al., 2011). Als aanvulling op deze bevinding vertegenwoordigde de tweede canonieke correlatie de associatie tussen pathologisch gamen, FPS-gamen en impulsiviteit. Bewijs voor de TD-taak ondersteunt ook het idee dat game-genre de associatie tussen gaming en impulsiviteit kan beïnvloeden. Voor de TD-taak kan selectie van de kleinere beloning die eerder is gegeven als een index van impulsiviteit worden beschouwd (Mitchell, 1999; Ohmura et al., 2005). In deze taak was selectie van kleinere beloningen positief geassocieerd met de spelende FPS-videogames, maar niet met het spelen van strategische videogames. De associatie tussen FPS gaming en impulsiviteit is interessant, gezien het bewijs dat deze vorm gaming is, wordt het ook geassocieerd met een vermindering van het gebruik van proactieve cognitieve controle (Bailey, 2009; Bailey et al., 2010; Schommel, 2012). Samen kunnen deze gegevens erop wijzen dat het spelen van FPS-games en pathologisch gamen gepaard gaat met een toename van impulsief gedrag als gevolg van een afname in het gebruik van proactieve cognitieve controle om gedrag te sturen.

Het verband tussen gaming en risicovolle beslissingen was gevoelig voor het gamegenre. In de risicotaak waren het aantal uren besteed aan het spelen van videogames, de interactie tussen uren en PVP en de categorisatie als een FPS-gamer allemaal negatief gecorreleerd met het percentage selecties met een laag risico; en voorspelde uren het vaker selecteren van de optie met hoog risico in de CCA. Dit ging gepaard met een dramatische afname van het totaal aantal punten dat aan het einde van de taak werd verdiend, wat aangeeft dat de selectie van risicovolle opties in de risicotaak uiteindelijk niet de moeite loont. Alles bij elkaar leveren deze bevindingen duidelijk bewijs dat speltijd, pathologie en FPS-games de selectie van risicovolle opties van een individu beïnvloeden, en dit gedrag lijkt zich voort te zetten ondanks het schadelijke effect op de prestaties in de loop van de tijd. In tegenstelling tot FPS-gaming was strategiegames niet zo sterk gerelateerd aan het nemen van meer risico's. Een verklaring voor de differentiële invloed van het spelgenre is dat er waarschijnlijk sociale gevolgen zijn voor het nemen van impulsieve beslissingen in een strategiespel, aangezien voor succes in het spel vaak samenwerking met een team vereist is. Het is belangrijk op te merken dat zowel strategiespellen als FPS-spellen positief gecorreleerd waren met PVP en de correlatie tussen pathologische symptomen en uren × strategie (r = 0.46) bleek hoger te zijn dan de correlatie tussen PVP en uren × FPS (r = 0.29), hoewel dit verschil geen significantie bereikte, t(146) = 1.53, p > 0.05. Dit suggereert dat zowel strategie- als FPS-games worden geassocieerd met pathologisch gamen, maar dat de gevolgen voor impulsiviteit en het nemen van risico's niet hetzelfde zijn voor de twee genres. Dit kan komen door de structuur van de game-omgeving of de doelen van de spelers binnen de verschillende genres.

Prestaties aan de risicotaak, de probabilistische selectietaak en in mindere mate de IGT leveren enig bewijs dat gaming en pathologie positief geassocieerd zijn met een verminderde gevoeligheid voor negatieve uitkomsten. De speltijd was positief gecorreleerd met slechtere prestaties op de risicovolle taak (bijv. Lagere totaalscore) als gevolg van een grotere selectie van risicovolle opties. Vermoedelijk, na verscheidene selecties van de opties met een laag risico, zou het opbouwen van verliezen een afschrikmiddel moeten zijn voor verdere selectie van de risicovolle optie, maar dit bleek niet het geval te zijn. Evenzo zou feedback over verschillende onderzoeken van de IGT moeten resulteren in een verminderde selectie van de "slechte" decks. Hogere PVP-scores en uren gamen werden geassocieerd met een grotere selectie uit de "slechte" spellen ver voorbij het punt waarop de feedback effectief was in het verlagen van de selectie van deze decks onder niet-pathologische high gamers.

De probabilistische selectietaak (Frank et al., 2004) gaf inzicht in de vraag of leerversterking met behulp van positieve of negatieve feedback al dan niet gevoelig was voor gamen. Verhoogde FPS gaming en gaming pathologie ging gepaard met een afname in het vermijden van B (dat wil zeggen leren van negatieve feedback). Strategiespellen waren echter positief gecorreleerd met vermijding van B (dwz r = 0.17), wat suggereert dat personen die zich identificeren als strategiespelers gevoeliger zijn voor negatieve feedback. Net als bij impulsiviteit kunnen de kenmerken van strategiespellen deze relatie verklaren. Fouten in een strategiespel kunnen consequenties hebben op de lange termijn voor het bereiken van doelen in het spel, omdat gameplay meestal een langere periode beslaat dan een FPS-videogame. Daarom kunnen fouten in een videogamegame duur zijn, en zou het voordeel hebben om aandacht te besteden aan negatieve resultaten en te leren deze uitkomsten in de toekomst te vermijden.

Er zijn een paar beperkingen van de huidige studie die het vermelden waard zijn. Ten eerste was het ontwerp niet experimenteel en dit heeft twee implicaties. Het is mogelijk dat sommige niet-gemeten variabelen rekening houden met de bevindingen en de richting van de oorzaak niet kan worden gedefinieerd (dat wil zeggen, spelen games het nemen van risico's en de impulsiviteit of zijn impulsieve individuen aangetrokken tot videogames?). Toekomstige studies kunnen dit probleem aanpakken door te kijken naar de korte- en langetermijneffecten van videogametraining op risicovolle besluitvorming, vergelijkbaar met het werken aan agressie (Anderson et al., 2010) en visuospatiale verwerking (Bavelier et al., 2012). Ten tweede werden slechts twee genres van videogames onderzocht, maar de onderzochte genres zijn over het algemeen het populairst bij gamers (The NDP Group, 2010). Gebaseerd op de huidige gegevens en ander werk (bijv. Fischer et al., 2009), het lijkt erop dat de associatie tussen videogamebeleving en risicovolle besluitvorming waarschijnlijk wordt gematigd door het genre van videogames, met enkele effecten die specifiek zijn voor een bepaald genre (Green en Bavelier, 2003). Verder onderzoek zal nodig zijn om de effecten van verschillende genres beter te begrijpen en hoe deze effecten kunnen interageren in personen die meer dan één genre spelen. Ten slotte was de huidige studie vooral gericht op risicovolle besluitvorming in de context van kansspelen (dwz deelnemers probeerden punten te verzamelen in de besluitvormingstaken), daarom spreken de gegevens niet over het nemen van risico's in andere contexten, zoals sociale of academisch gedrag. Andere studies hebben de effecten aangetoond van het besturen van videospellen op attitudes ten opzichte van en betrokkenheid bij risicovol rijgedrag (Beullens et al., 2011), dus samen met de huidige bevindingen lijkt het erop dat videogames het nemen van risico's in nauw verwante contexten en in ongelijksoortige contexten kunnen beïnvloeden (bijv. FPS-spellen voorspellen prestaties in de risicotaak).

Het huidige onderzoek breidt de literatuur over de relatie tussen ervaring met videogames en risicovolle besluitvorming verder dan risicovol rijgedrag (Fischer et al., 2009; Beullens et al., 2011), en geeft aan dat pathologische symptomen en genre een cruciale rol spelen bij het bepalen van de relatie tussen spelervaring en besluitvorming. We hebben aangetoond dat het gebruik van pathologisch videogames gepaard gaat met verhoogde impulsiviteit, grotere risicobereidheid en grotere verliezen bij gokachtige taken. Deze op laboratoriumresultaten gebaseerde bevindingen komen overeen met real-world rapporten over de gevolgen van overmatig spelen van videogames, inclusief familiediscriminatie (Warren, 2011), financieel verlies (Doan en Strickland, 2012), en zelfs de dood (BBC News, 2005). In het huidige voorbeeld waren zowel FPS- als strategiespellen, twee populaire genres, positief gecorreleerd met pathologische symptomen. Dit werk onderstreept het belang van verder onderzoek om de etiologie en behandeling van pathologisch gebruik van videogames te begrijpen en de effecten van verschillende genres te verkennen.

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

  • Afifi A., Clark VA, May S. (2004). Computer-Aided Multivariate Analysis, 4th Edn. Boca Raton, FL: Chapman en Hall
  • Anderson CA, Shibuya A., Ihori N., Swing EL, Bushman BJ, Sakamoto A., et al. (2010). Gewelddadige videogame-effecten op agressie, empathie en prosociaal gedrag in oosterse en westerse landen. Psychol. Bull. 136, 151-173 10.1037 / a0018251 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Bailey K. (2009). Individuele verschillen in videogame-ervaring: cognitieve controle, affectieve verwerking en visuospatiale verwerking. Ames, Iowa: Ongepubliceerde masterproef, Iowa State University
  • Bailey K., West R., Anderson CA (2011). De associatie tussen chronische blootstelling aan videogamegeweld en affectieve beeldverwerking: een ERP-onderzoek. Cogn. Beïnvloeden. Behav. Neurosci. 11, 259-276 10.3758 / s13415-011-0029-y [PubMed] [Kruis Ref]
  • Bailey KM, West R., Anderson CA (2010). Een negatieve associatie tussen videogamervaring en proactieve cognitieve controle. Psychophysiology 47, 34-42 10.1111 / j.1469-8986.2009.00925.x [PubMed] [Kruis Ref]
  • Bartholow BD, Bushman BJ, Sestir MA (2006). Chronische gewelddadige blootstelling aan videogamma en desensibilisatie tegen geweld: gegevens over gedrags- en gebeurtenisgerelateerde hersenpotentialen. J. Exp. Soc. Psychol. 42, 532-539 10.1016 / j.jesp.2005.08.006 [Kruis Ref]
  • Basak C., Boot WR, Voss MW, Kramer AF (2008). Kan trainen in een real-time strategy-videogame de cognitieve achteruitgang bij oudere volwassenen verzachten? Psychol. Veroudering 23, 765-777 10.1037 / a0013494 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Bavelier D., Green CS, Pouget A., Schrater P. (2012). Brain plasticiteit door de levensduur: leren leren en actie-videogames. Annu. Rev Neurosci. 35, 391-416 10.1146 / annurev-neuro-060909-152832 [PubMed] [Kruis Ref]
  • BBC News (2005, augustus 10). S Korea sterft na een gamesessie. Online beschikbaar op: http://news.bbc.co.uk/2/hi/technology/4137782.stm
  • Bechara A., Damasio A., Damasio H., Anderson S. (1994). Ongevoeligheid voor toekomstige gevolgen na schade aan menselijke prefrontale cortex. Cognitie 50, 7-15 10.1016 / 0010-0277 (94) 90018-3 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Beullens MA, Roe K., Van den Bulck J. (2011). Uitstekende gamer, uitstekende chauffeur? De impact van het spelen van videogames door adolescenten op het rijgedrag: een panelonderzoek met twee golven. Accid. Anaal. Vorige 43, 58-65 10.1016 / j.aap.2010.07.011 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Merk M., Kalbe E., Labudda K., Fujiwara E., Kessler J., Markowitsch HJ (2005). Beperkingen van de besluitvorming bij patiënten met pathologisch gokken. Psychiatry Res. 133, 91-99 10.1016 / j.psychres.2004.10.003 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Braver TS (2012). De variabele aard van cognitieve controle: een duaal mechanismenraamwerk. Trends Cogn. Neurosci. 16, 106-113 10.1016 / j.tics.2011.12.010 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Cavedini P., Riboldi G., Keller R., D'Annucci A., Bellodi L. (2002). Frontale kwabdisfunctie bij pathologische gokpatiënten. Biol. Psychiatrie 51, 334-341 10.1016 / S0006-3223 (01) 01227-6 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Christopoulos GI, Tobler PN, Bossaerts P., Dolan RJ, Schultz W. (2009). Neurale correlaten van waarde, risico en risicomijding die bijdragen aan de besluitvorming onder risico. J. Neurosci. 29, 12574-12583 10.1523 / JNEUROSCI.2614-09.2009 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Doan AP, Strickland B. (2012). Verslaafd aan games: de aantrekkingskracht en de kosten van verslavende videogames. FEP International. Online beschikbaar op: http://www.amazon.com/gp/product/193557602X/
  • Figner B., Weber EU (2011). Wie neemt risico's wanneer en waarom? Bepalende factoren voor het nemen van risico's. Curr. Dir. Psychol. Sci. 20, 211-216 10.1177 / 0963721411415790 [Kruis Ref]
  • Fischer P., Greitemeyer T., Kastenmuller A., ​​Vogrincic C., Sauer A. (2011). De effecten van risicominnamende media-exposure op risicositieve cognities, emoties en gedrag: een meta-analytische review. Psychol. Bull. 137, 367-390 10.1037 / a0022267 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Fischer P., Greitemeyer T., Morton T., Kastenmuller A., ​​Postmes T., Frey D., et al. (2009). Het racegame-effect: waarom verhogen videogames de risicobereidende neigingen. Pers. Soc. Psychol. Bull. 35, 1395-1409 10.1177 / 0146167209339628 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Fischer P., Kubitzki J., Guter S., Frey D. (2007). Virtueel rijden en risico nemen: doe racegames om het nemen van risico's, cognities, affect en gedrag te vergroten. J. Exp. Psychol. Appl. 13, 22-31 10.1037 / 1076-898X.13.1.22 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Frank MJ, Seeberger LC, O'Reilly RC (2004). Met wortel of stok: cognitieve bekrachtiging bij parkinsonisme. Science 306, 1940-1943 10.1126 / science.1102941 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Gentile D. (2009). Pathologisch videogamegebruik onder jongeren van 8 tot 18. Psychol. Sci. 20, 594-602 10.1111 / j.1467-9280.2009.02340.x [PubMed] [Kruis Ref]
  • Gentile DA, Choo H., Liau A., Sim T., Li D., Fung D., et al. (2011). Pathologisch gebruik van videogames onder jongeren: een longitudinaal onderzoek van twee jaar. Pediatrics 127, e319-e329 10.1542 / peds.2010-1353 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Green CS, Bavelier D. (2003). Actiegamespel wijzigt visuele selectieve aandacht. Nature 423, 534-537 10.1038 / nature01647 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Kim Y., Sohn H., Jeong J. (2011). Vertraagde overgang van ambigue naar risicovolle beslissingen over alcoholafhankelijkheid tijdens Iowa Gambling Task. Psychiatry Res. 190, 727-731 10.1016 / j.psychres.2011.05.003 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Kirby K., Petry NM, Bickel WK (1999). Heroïneverslaafden hebben hogere discontovoeten voor vertraagde beloningen dan niet-medicijngebruikende controles. J. Exp. Psychol. Gen. 128, 78-87 10.1037 / 0096-3445.128.1.78 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Kirsh SJ, Mounts JRW (2007). Gewelddadige videogames hebben invloed op de herkenning van gezichtsrecepten. Aggress. Behav. 33, 353-358 10.1002 / ab.20191 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Knoch D., Gianotti LRR, Pascual-Leone A., Treyer V., Regard M., Hohmann M., et al. (2006). Verstoring van de rechter prefrontale cortex door laagfrequente repetitieve transcraniële magnetische stimulatie induceert risicogedrag. J. Neurosci. 26, 6469-6472 10.1523 / JNEUROSCI.0804-06.2006 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Kronenberger WG, Matthews VP, Dunn DW, Wang Y., Wood EA, Giauque AL, et al. (2005). Blootstelling aan mediageweld en executief functioneren bij agressieve en controlerende adolescenten. J. Clin. Psychol. 61, 725-737 10.1002 / jclp.20022 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Loewenstein G., Thaler RH (1989). Anomalieën: intertemporele keuze. J. Econ. Perspect. 3, 181-193 10.1257 / jep.3.4.181 [Kruis Ref]
  • Mathews VP, Kronenberger WG, Wang Y., Lurito JT, Lowe MJ, Dunn DW (2005). Blootstelling aan mediageweld en frontale kwab-activering gemeten met functionele magnetische resonantiebeeldvorming bij agressieve en niet-agressieve adolescenten. J. Comput. Helpen. Tomogr. 29, 287-292 10.1097 / 01.rct.0000162822.46958.33 [PubMed] [Kruis Ref]
  • McClure SM, Laibson DI, Loewenstein G., Cohen JD (2004). Afzonderlijke neurale systemen waarderen onmiddellijke en vertraagde geldelijke beloningen. Wetenschap 306, 503-507 10.1126 / science.1100907 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Mitchell SH (1999). Impulsmetingen bij rokers en niet-rokers. Psychopharmacology 146, 455-464 10.1007 / PL00005491 [PubMed] [Kruis Ref]
  • National Highway Traffic Safety Administration. (2009). Fatality Analysis Reporting System. Online beschikbaar op: http://www.nhtsa.gov/FARS (Toegankelijk voor juni 20, 2011).
  • Ohmura Y., Takahashi T., Kitamura N. (2005). Discontering vertraagde probabilistische monetaire winsten en verliezen door rokers van sigaretten. Psychopharmacology 182, 508-515 10.1007 / s00213-005-0110-8 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Patton JH, Stanford MS, Barratt ES (1995). Factorstructuur van de Barratt-impulsiviteitsschaal. J. Clin. Psychol. 51, 768-774 10.1002 / 1097-4679 (199511) 51: 6 <768 :: AID-JCLP2270510607> 3.0.CO; 2-1 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Pawlikowski M., merk M. (2011). Overmatig internetgamen en besluitvorming: doe buitensporige spelers van World of Warcraft problemen met het nemen van beslissingen onder risicovolle omstandigheden. Psychiatry Res. 188, 428-433 10.1016 / j.psychres.2011.05.017 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Lees D. (2004). Intertemporele keuze, in Blackwell Handbook of Judgment and Decision Making, eds Koehler DJ, Harrey N., redacteuren. (Malden, MA: Blackwell;), 424-443
  • Reynolds B., Richards JB, Horn K., Karraker K. (2004). Vertraging van discontering en kansverdiscontering in verband met het roken van sigaretten bij volwassenen. Behav. Verwerkt 65, 35-42 10.1016 / S0376-6357 (03) 00109-8 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Sherry A., Henson RK (2005). Het uitvoeren en interpreteren van canonieke correlatie-analyse in persoonlijkheidsonderzoek: een gebruikersvriendelijke primer. J. Pers. Beoordelen. 84, 37-48 10.1207 / s15327752jpa8401_09 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Slutske WE, Caspi A., Moffitt TE, Poultin R. (2005). Persoonlijkheid en probleem gokken: een prospectieve studie van een geboortecohort van jonge volwassenen. Boog. Gen. Psychiatry. 62, 769-775 10.1001 / archpsyc.62.7.769 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Steinberg L. (2008). Een perspectief van de sociale neurowetenschap op het nemen van risico's voor adolescenten. Dev. Rev. 28, 78-106 10.1016 / j.dr.2007.08.002 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Swing EL (2012). Aangesloten: de effecten van elektronische media Gebruik bij aandachtsproblemen, cognitieve controle, visuele aandacht en agressie. Niet-gepubliceerd proefschrift, Iowa State University, Ames, IA.
  • Tanabe J., Thompson L., Claus E., Dalwani M., Hutchison K., Banich MT (2007). Prefrontale cortexactiviteit wordt verminderd bij gebruikers van gok- en niet-kansspelgebruikers tijdens het nemen van beslissingen. Brommen. Brain Mapp. 28, 1276-1286 10.1002 / hbm.20344 [PubMed] [Kruis Ref]
  • De NDP-groep. (2010). Entertainment Marktonderzoek. Online beschikbaar op: http://www.npd.com/corpServlet?nextpage=entertainment-categories_s.html (Toegankelijk voor juni 15, 2011).
  • Warren L. (2011, 31 mei). Videogames die de schuld krijgen van echtscheiding, omdat mannen 'World of Warcraft prefereren boven hun vrouwen'. Daily Mail Online op: http://www.dailymail.co.uk/news/article-1392561/World-Warcraft-video-games-blamed-divorce-men-prefer-wives.html#ixzz2dO45VChT
  • Weber EU, Blais A.-R., Betz NE (2002). Een domeinspecifieke risico-attitudeschaal: risicopercepties en risicogedrag meten. J. Behav. Decis. Mak. 15, 263-290 10.1002 / bdm.414 [Kruis Ref]
  • Weber EU, Johnson EJ (2009). Beslissingen onder onzekerheid: psychologische, economische en neuro-economische verklaringen van risicovoorkeuren, in Neuroeconomics: Decision Making and the Brain, eds Glimcher PW, Camerer CF, Fehr E., Poldrack RA, redacteuren. (Londen: Academic Press;), 127-144
  • West R., Bailey K. (2013). Videogames en aandacht, in The Oxford Handbook of Media Psychology, ed Dill K., redacteur. (New York, NY: Oxford University Press;), 403-420