Attentional bias i alltför stora Internet-spelare: Experimentella undersökningar med hjälp av en missbruk Stroop och en visuell sond (2016)

1Pilipps-University, Marburg, Tyskland

* Motsvarande författare: Franziska Jeromin; Institutionen för klinisk psykologi och psykoterapi, Philipps-University, Gutenbergstraße 18, 35032 Marburg, Tyskland; Telefon: + 49-6421-2824055; E-post: jeromin@uni-marburg.de

, Nele NyenhuisRelaterad information

2Paracelsus-Roswitha-Klinik, Bad Gandersheim, Tyskland

, Antonia BarkeRelaterad information

1Pilipps-University, Marburg, Tyskland

* Motsvarande författare: Franziska Jeromin; Institutionen för klinisk psykologi och psykoterapi, Philipps-University, Gutenbergstraße 18, 35032 Marburg, Tyskland; Telefon: + 49-6421-2824055; E-post: jeromin@uni-marburg.de

DOI: http://dx.doi.org/10.1556/2006.5.2016.012

SAMMANDRAG

Detta är en artikel med öppen åtkomst som distribueras enligt villkoren i Creative Commons Attribution License, som tillåter obegränsad användning, distribution och reproduktion i något medium för icke-kommersiella ändamål, förutsatt att den ursprungliga författaren och källan krediteras.Bakgrund och mål

Internet Gaming Disorder ingår i Diagnostisk och Statisiskt Manual av Mentalsjukdomar (5th utgåva) som en störning som förtjänar ytterligare forskning. Diagnostikskriterierna är baserade på kriterierna för ämnesanvändningsstörning och spelstörning. Överdriven spelare och personer med substansanvändningsstörning visar uppmärksamma fördomar mot stimuli relaterade till deras beroende. Vi undersökte om överdrivna Internet-spelare visar en liknande uppmärksamhetsförskjutning genom att använda två etablerade experimentella paradigmer.

Metoder

Vi mätte reaktionstider för överdrivna Internet-spelare och icke-spelare (N  = 51, 23.7 ± 2.7 år) genom att använda en beroende Stroop med datorrelaterade och neutrala ord, samt en visuell sond med datorrelaterade och neutrala bilder. Blandade analysanalyser av varians med faktorgruppen mellan ämnen (spelare / icke-spelare) och faktorstimulans inom ämnen (datorrelaterad / neutral) beräknades för reaktionstiderna samt för valens- och förtrogenhetsbetyg stimulansmaterial.

Resultat

I beroendet Stroop hittades en interaktion för grupp × ordtyp: Endast spelare visade längre reaktionstider på datorelaterade ord jämfört med neutrala ord, och uppvisade därmed en uppmärksam förspänning. I den visuella sonden hittades inga skillnader i reaktionstid mellan datorrelaterade och neutrala bilder i någon av grupperna, men spelarna var snabbare totalt sett.

Slutsatser

En uppmärksam bias mot datorrelaterade stimuli hittades hos överdrivna Internet-spelare genom att använda ett beroende Stroop men inte med hjälp av en visuell sond. En möjlig förklaring till avvikelsen kan ligga i det faktum att den visuella sonden kan ha varit för lätt för spelarna.

Beskrivning

Överdriven spel på internet är förknippade med psykosociala problem som att minska akademiska eller yrkesmässiga resultatChen & Tzeng, 2010; Chiu, Lee och Huang, 2004; Griffiths, Davies och Chappell, 2004; Hellström, Nilsson, Leppert, & Slund, 2012; Jeong & Kim, 2011; Liu & Peng, 2009; Peng & Liu, 2010; Rehbein, Kleimann och Mössle, 2010; Skoric, Teo och Neo, 2009; Van Rooij, Kuss, Griffiths, Shorter, & Van de Mheen, 2013), försummar hobbyer och relationer utanför spelet (Griffiths et al., 2004; Hellström et al., 2012; Liu & Peng, 2009; Lo, Wang och Fang, 2005; Rehbein et al., 2010), interpersonella konflikter (Batthyány, Müller, Benker, & Wölfling, 2009; Hellström et al., 2012; Shen & Williams, 2011), ensamhet (Lemmens, Valkenburg och Peter, 2011; Shen & Williams, 2011; Van Rooij, Schoenmakers, Vermulst, Van den Eijnden och Van de Mheen, 2011) och sömnbrist (Achab et al., 2011; Griffiths et al., 2004; Hellström et al., 2012; Rehbein et al., 2010; Van Rooij et al., 2013).

För närvarande spelar 671 miljoner människor världen över dataspel (Singh, 2013). Massivt multiplayer-rollspel på nätet (MMORPG) står för en fjärdedel av de globala intäkterna för dataspel (Barnett & Coulson, 2010). MMORPGs är fantasibaserade spel där tusentals spelare samverkar genom sin individuella karaktär, avataren. För att lyckas måste spelarna samarbeta (Cole & Griffiths, 2007) och investera successivt mer tid (Van Rooij et al., 2011). MMORPGs har ingen slutpunkt (till exempel en slutlig strid) och är ihållande; det vill säga, spelet fortsätter, även om en spelare inte är inloggad (Barnett & Coulson, 2010). Spelare förstärks intermittent genom att förvärva högre nivåer, förmågor, virtuellt guld eller bättre utrustning. Den mest populära MMORPG är World of Warcraft (WoW), som har 10 miljoner prenumeranter (Blizzard Entertainment, 2014). På grund av deras sociala karaktär, uthållighet och intermittent förstärkning bär MMORPGs en hög risk för överdriven användning (Beutel, Hoch, Wölfling och Müller, 2011). Smyth (2007) tilldelade studenter som tidigare inte spelade datorspel att spela ett (solo, arkad, konsol eller MMORPG) i minst en timme per vecka. Efter en månad rapporterade MMORPG-spelare att de spelade oftare än de andra deltagarna, sämre fysisk hälsa och sömnkvalitet och spelet störde mer studier.

Internet Gaming Disorder har inkluderats i bilagan till Diagnostisk och Statisiskt Manual av Mentalsjukdomar (5th för att uppmuntra till ytterligare forskning (American Psychiatric Association, 2013). Diagnoskriterierna är baserade på kriterierna för ämnesanvändningsstörning och spelsjukdom (Petry et al., 2014). Frågan uppstår om Internet Gaming Disorder och dessa störningar delar funktioner i utvecklingen och underhållet av störningen (t.ex. konditionerings- och uppmärksamhetsprocesser).

En uppmärksam bias är en robust upptäckt hos personer med substansanvändningsstörning (Cox, Fadardi och Pothos, 2006; Robbins & Ehrman, 2004); det manifesterar sig i en ökad uppmärksamhet mot stimuli som är förknippade med respektive beroende (Cox et al., 2006). Beträffande spelstörning påvisades en sådan partiskhet i fyra studier (Boyer & Dickerson, 2003; McCusker, Gettings, & Ireland, 1997; Molde et al., 2010; Vizcaino et al., 2013), medan en studie inte hittade bevis för den (Atkins & Sharpe, 2006).

Enligt teorin om aktuella bekymmer ligger ett motiverande tillstånd eller aktuell problem mellan beslutet att sträva efter ett mål och uppnå eller ge upp målet (Cox et al., 2006). Personer med ämnesanvändningsstörning har målet att använda ett ämne. Stimuli som är relaterade till det har ett starkt motivationsvärde för dem. Därför blir de centrum för uppmärksamheten och en uppmärksam förspänning mot dessa stimuli utvecklas. Med tiden kan detta bli implicit och automatiskt. Under ett aktuellt problem kan konditioneringsprocesser utvecklas. Enligt klassisk konditionering är en neutral stimulans (t.ex. tändare) parvis upprepade gånger med en okonditionerad stimulans (t.ex. nikotin) och blir en betingad stimulans (CS) som orsakar upphetsning och begär (Field & Cox, 2008). Eftersom CS förutspår läkemedlet, är det mer framträdande än andra stimuli och personen riktar sin uppmärksamhet mot det. Uppmärksamhet fördomar spelar en roll i upprätthållandet av missbruk. Om personer med ämne använder störningar mer eller mer märker läkemedelsrelaterade stimuli, upplever de sug (Field, Munafò, & Franken, 2009), vilket i sin tur kan leda till förnyad konsumtion och kan göra det svårt att hålla sig abstinens (Cox, Hogan, Kristian, & Race, 2002). Alkoholrelaterade uppmärksamhetsfördomar förutspådde mängden framtida alkoholkonsumtion (Janssen, Larsen, Vollebergh och Wiers, 2015) och en uppmärksam utbildning för förändrad förspänning förbättrade avhållsamhet (Schoenmakers et al., 2010).

Två vanligt förekommande mått för att uppmärksamma förspänning är beroende Stroop och den visuella sonden (Field & Cox, 2008). I beroendet Stroop presenteras ett beroende eller ett neutralt ord i en av flera färger (Field & Cox, 2008). Deltagarna instrueras att ange färg och reaktionstider mäts. En uppmärksam bias manifesterar sig i en långsammare reaktion på beroende-relaterade ord. Den underliggande mekanismen är att den automatiska bearbetningen av det semantiska innehållet i de mer framträdande orden stör störningen av att namnge ordets färg (Cox et al., 2006). För att kunna tillskriva skillnader i reaktionstid på ordtypen är det viktigt att de beroendeframkallande och neutrala orden inte skiljer sig i grundläggande egenskaper såsom antal bokstäver, stavelser och frekvens i språket; och eftersom beroendeformen är från en kategori, så borde de neutrala orden vara (Cox et al., 2006). I den visuella sonden presenteras en beroende och en neutral bild sida vid sida (Field & Cox, 2008). En av bilderna ersätts sedan av ett mål, och deltagarna instrueras att ange dess position. Återigen mäts reaktionstider. I allmänhet reagerar människor snabbare på en stimulans när den visas i en deltagande region (Posner, Snyder och Davidson, 1980). Om personer med substansanvändningsstörning reagerar snabbare på mål som ersätter beroende-relaterade bilder än på neutrala bilder, dras det slutsatsen att de deltog mer på de beroende-relaterade bilderna (Field & Cox, 2008). I detta fall manifesterar sig en uppmärksam förspänning sig snabbare reaktionstider på beroende-relaterat material.

För överdrivna Internet-spelare har uppmärksamhetsfördomar endast undersökts med avseende på material som är direkt relaterat till spelen. Resultaten var heterogena. En beroende Stroop-uppgift (Metcalf & Pammer, 2011) och en punkt-sonduppgift (Lorenz et al., 2013) hittade en uppmärksam bias mot MMORPG-stimuli, ett beroende Stroop och en visuell sond misslyckades med att göra det (Van Holst et al., 2012). Det var vårt mål att utvidga dessa resultat och undersöka frågan om överdrivna spelare uppvisar en uppmärksam partiskhet, inte bara mot MMORPG-stimuli utan mot datorstimuli i allmänhet. Datorer paras regelbundet med spelupplevelsen och enligt modellen (Field & Cox, 2008) borde själva bli CS och ge upphov till en uppmärksam partiskhet. Om så är fallet skulle detta vara mycket relevant för underhåll och behandling av överdriven spel på Internet.

Därför testade vi följande hypoteser:

Överdriven spelare skulle visa en uppmärksam förspänning så att de reagerar långsammare på datorelaterade ord jämfört med neutrala ord i ett beroende Stroop.

Överdriven spelare skulle visa en uppmärksam förspänning så att de reagerar snabbare på mål presenterade i positionen för en datorelaterad stimulans jämfört med mål som presenteras i positionen för en neutral bild i en visuell sond.

Metoder

Deltagare

Provstorleken beräknades a priori med G * Power (version 3.1.9.2, Kiel, Tyskland). Med α = 0.05, f  = 0.25 och en effekt på 0.80 gav det en total provstorlek på 34 deltagare. Studenter rekryterades via annonser på anslagstavlor vid universitetet i Göttingen och i onlineforum. De screenades för deras användning av dataspel. Studenter som spelade Wow fick en länk till ett webbaserat frågeformulär (SurveyMonkey, Portland, USA) och fyllde i den tyska versionen av Compulsive Scale för användning av Internet för WoW (CIUS-WoW) (Barke, Nyenhuis, Voigts, Gehrke, & Kröner-Herwig, 2013) hemma. CIUS-Wow mäter överdrivet Wow användning med 14-objekt och har en god intern konsistens (Cronbachs α = .86) (Barke et al., 2013). Artiklarna är rankade på en fempunktsskala från 0 (aldrig) till 4 (väldigt ofta), med högre poäng som indikerar mer användning. Om Wow spelare hade ett medelvärde CIUS-Wow poäng på minst 25 (högsta 25% av alla screenade Wow spelare), de klassificerades som överdrivna spelare och uppmanades att delta. Studenter som inte spelade några datorspel inbjöds direkt att delta. 21 spelare och 30 icke-spelare deltog. Spelarna hade en genomsnittlig CIUS-Wow poäng på 29.0 ± 3.5. I genomsnitt spelade de Wow för 15.4 ± 11.3 timmar per vecka. Två spelare och en icke-spelare utesluts från beroendet Stroop eftersom deras oförmåga att identifiera siffrorna på testplattorna i Ishihara Test (Ishihara Farbtafel, 2009) indikerade problem med färgvision. En spelares reaktionstider kunde inte analyseras, eftersom datorn inte kunde spara loggfilen.

Förfarande och åtgärder

Deltagarna slutförde sex testplattor för Ishihara Test (Ishihara Farbtafel, 2009). Testplattorna visar prickar i nyanser av grönt och rött som bildar siffror. Personer med normal färgsyn bör kunna identifiera siffrorna korrekt. Testning av färgvisionen var nödvändig eftersom deltagarna var skyldiga att ange färger i beroendet Stroop. De besvarade frågor om demografi och datoranvändning. De deltog i beroendet Stroop och de visuella sonduppgifterna. Uppgifternas ordning var balanserad mellan deltagarna för att undvika sekvenseffekter. Deltagarna testades individuellt i ett mörkt laboratorium. De slutförde uppgifterna på en vanlig 17-tums datorskärm och använde ett vanligt tangentbord, en hakstöd för att säkerställa ett konstant avstånd på 62 cm till skärmen och öronskydd för att blockera omgivande ljud. Efter de experimentella uppgifterna bedömde deltagarna valens och kännedom om orden och bilderna som användes i uppgifterna på två 9-punktsskalor, allt från 1 (mycket obehagligt) till 9 (väldigt trevligt) och 1 (väldigt okänt) till 9 (mycket bekant). Alla deltagare fick 10 euro för sitt deltagande.

Beteendeuppgifter

Båda uppgifterna programmerades med presentation (version 14.8, Neurobehavioral Systems, Berkeley, USA). Reaktionstider, tryckta knappar och missade mål sparades som loggfiler och importerades sedan till statistisk programvara för vidare bearbetning.

Beroende Stroop

Deltagarna såg 20 neutrala ord som tillhör kategorikontoret (t.ex. telefon) och 20 datorrelaterade ord (t.ex. tangentbord). Neutrala och datorrelaterade ord hade lika frekvenser på det tyska språket (Institut für Deutsche Sprache, 2009) och samma antal bokstäver och stavelser. Varje ord presenterades en gång i rött, gult, grönt och blått, vilket resulterade i 160 stimuli för varje block. Mellan de två kvarterna hade deltagarna en paus på fem minuter. Varje försök varade 1000 ms, där ämnen såg ett ord i mitten av skärmen mot en grå bakgrund. Varje ord presenterades tills en knapp trycktes in. När en tangent trycktes in, uppstod ett vitt fixeringskors under resten av rättegången. Efter 1000 ms uppträdde nästa ord automatiskt. Ordningen på ord och färger slumpmässigt. Nycklarna 'a', 's', 'k' och 'l' hade klistermärken med de fyra färgerna på. Deltagarna placerade fyra fingrar på tangentbordet och instruerades att trycka på motsvarande tangent så snabbt som möjligt. Före de experimentella blocken bekanta de sig med uppgiften i en övningskörning med 10 djurord (en gång i varje färg, dvs 40 stimuli).

Visuell sond

Deltagarna såg 10 neutrala (t.ex. en radio) och 10 datorrelaterade (t.ex. en bildskärm) svartvita bilder (300 × 300 pixlar). En Fourier-analys säkerställde att bildkategorierna inte skilde sig åt i lågnivåegenskaper, såsom kontrast och detalj. Ett vitt fixeringskors var synligt i mitten av den grå skärmen under hela experimentets varaktighet och deltagarna instruerades att fixera hela tiden. För varje försök såg deltagarna en datorrelaterad och en neutral bild sida vid sida under en 150 eller 450 ms [kort eller lång stimulans-asynkroni (SOA)] (se figur 1). Korta SOA: er kan användas för att mäta en initial övergång till en relevant stimulans, medan långa SOA: er bedömer svårigheter att lossna från det (Cox et al., 2006). Under 50 ms ersattes bilderna med en tom skärm och sedan uppstod ett mål (en gul fyrkant) i stället för en av bilderna under 200 ms. Deltagarna instruerades att ange målpositionen så snabbt som möjligt med tangenten 'alt' (vänster mål) och tangenten 'alt gr' (höger mål). Därefter uppstod en tom skärm i 1000 eller 2000 ms (intervall mellan rättegångar). I försök med en kort SOA presenterades den tomma skärmen efteråt i 300 ms så att varje försök varade 1700 eller 2700 ms. Deltagarna bekanta sig med uppgiften i sex övningsförsök med djurbilder och slutförde 200 experimentella försök (100 korta och 100 långa SOA). SOA, varaktigheten för interstimuleringsintervallet och placeringen av bilderna och målen randomiserades.

figur   

Figur 1. Sekvens av en studie i den visuella sonden. En datorrelaterad bild och en neutral bild dök upp i 150 eller 450 ms (kort eller lång stimulans asynkroner), följt av en tom skärm i 50 ms, en gul fyrkant (här avbildad i vitt) på höger eller vänster sida för 200 ms och en tom skärm för 1000 eller 2000 ms (intervall mellan försök). I prövningar med en kort asynkron stimulans presenterades den tomma skärmen efteråt i 300 ms så att varje försök varade 1700 eller 2700 ms

Statistisk analys

Statistica (version 10, StatSoft, Tulsa, USA) och SPSS (version 22, IBM, Armonk, USA) användes för statistiska beräkningar. Självständig t-tester genomfördes för att jämföra ålder och privat datoranvändning och a χ2 analys för att jämföra könsfördelningen mellan grupperna. Reaktionstiderna, antalet fel och antalet missade svar i missbruket Stroop, liksom valansen och kännedomen om stimuli, analyserades med användning av 2 × 2 blandade analysanalyser (ANOVA) med mellan - ämnesfaktorgrupp (spelare / icke-spelare) och ordet / bildtypen inom ämnena (datorrelaterad / neutral). Reaktionstiderna och antalet fel i den visuella sonden analyserades med användning av en 2 × 2 × 2 ANOVA med blandad design med faktorgruppen mellan försökspersoner (spelare / icke-spelare) och faktorerna inom individerna SOA (150 ms / 450 ms) och bildtyp (datorrelaterad / neutral). Endast korrekta svar inkluderades i analyserna av reaktionstiderna. I missbruket Stroop undantogs svarstider kortare än 200 ms från analysen eftersom de ansågs vara resultatet av långsamma reaktioner på föregående ord (Whelan, 2008). LSD-post-hoc-tester beräknades för alla signifikanta effekter i ANOVA: erna. Betydelsevärdet sattes till p <.05 och Cohen's d och ŋ2 rapporteras som mått på effektstorlekar.

Etik

Studieprocedurerna genomfördes i enlighet med Helsingforsdeklarationen. Institutional Review Board vid Georg-August University, Goettingen, godkände studien eftersom författarna har arbetat där tidigare och experimenten har genomförts där. Alla försökspersoner informerades om studien och alla gav informerat samtycke.

Resultat

Demografi

Grupperna skilde sig inte signifikant med avseende på kön, χ2(1) = 1.85, p > .10 eller ålder, t(45) = –1.55, p > .10, men de överdrivna spelarna spenderade mer tid på att använda sin dator för fritidsändamål än de som inte spelar, t(45) = 4.51, p <.001, d = 1.19. Se bordet 1 för mer information.

 

 

Bord

Tabell 1. Beskrivande statistik för överdrivna Internet-spelare och icke-spelare

 

 

 

Tabell 1. Beskrivande statistik för överdrivna Internet-spelare och icke-spelare

 Överdriven Internet-spelare (n = 21)Icke-spelare (n = 30)
Kön man)81.063.3
Ålder (år)22.9 ± 2.124.5 ± 3.2
Privat datoranvändning per dag (h)4.7 ± 2.92.0 ± 1.4
Beroende Stroop

2 × 2 ANOVA visade ingen huvudeffekt för gruppen, F(1,46) = 0.92, p = .34, eller ordtyp, F(1,46) = 0.03, p = .86, men det visade en interaktion för grupp × ordtyp, F(1,46) = 12.13, p = .001, η2  = .01. LSD-post-hoc-tester visade att spelarna reagerade långsammare på datorrelaterade ord (583.2 ± 42.2) än på neutrala ord (573.7 ± 41.2) och att icke-spelarna reagerade långsammare på neutrala ord (597.5 ± 57.9) än på datorrelaterade ord (587.0 ± 50.3). Se figur 2 för mer information.

figur   

Bild 2. Genomsnittliga reaktionstider (± SE) på neutrala och datorelaterade ord i beroende Stroop. Parentes indikerar betydande post-hoc-test, *p <.05, **p <.01

Deltagarna tryckte på fel tangent i 10.2% av alla försök och missade ett ord i 6.2% av alla försök. Deltagarnas fel analyserades med en 2 × 2 blandad design ANOVA. Det gav inte någon huvudeffekt för gruppen, F(1,46) = 0.012, p = .92, ordtyp, F(1,46) = 0.003, p = .96, eller en interaktionsgrupp × ordtyp F(1,46) = 0.68, p = .41 för 2 × 2 ANOVA. Analysen av missade ord med en 2 × 2 ANOVA gav ingen huvudeffekt för gruppen, F(1,46) = 3.01, p = .09, ordtyp, F(1,46) = 0.25, p = .62, eller en interaktionsgrupp × ordtyp, F(1,46) = 0.25, p = .62.

Visuell sond

2 × 2 × 2 ANOVA visade en huvudeffekt för gruppen, F(1,49) = 4.59, p = .037, ŋ2 = .06 (spelarna reagerade snabbare totalt sett än icke-spelarna) och en huvudeffekt för SOA, F(1,49) = 51.34, p <.001, ŋ2  = .10 (deltagarna reagerade snabbare efter långa SOA än efter korta SOA), men det visade ingen huvudeffekt för bildtyp, F(1,49) = 1.22, p = .28. Det fanns inga interaktioner för SOA × -gruppen, F(1,49) = 0.51, p = .48, bildtyp × grupp, F(1,49) = 0.40, p = .84, SOA × bildtyp, F(1,49) = 3.11, p = .08, eller SOA × bildtyp × grupp, F(1,49) = 1.32, p = .26. Se bordet 2 och figur 3 för mer information.

figur  

Bild 3. Genomsnittliga reaktionstider (± SE) till neutrala och datorelaterade bilder med kort och lång stimulansinitial asynchronies (SOA) i den visuella sonden

 

 

Bord

Tabell 2. Reaktionstider (ms) till neutrala och datorelaterade ord med korta och långa stimulans inledande asynkroner i den visuella sonden

 

 

 

Tabell 2. Reaktionstider (ms) till neutrala och datorelaterade ord med korta och långa stimulans inledande asynkroner i den visuella sonden

  Kort stimulans börjar asynkroniLång stimulans asynkroni
  NeutralDator relateradNeutralDator relaterad
GruppnMSDMSDMSDMSD
Överdriven spelare på internet30331.231.9336.131.8319.530.2317.925.9
Icke-spelare21353.442.4355.243.2341.839.1342.340.9

Deltagarna tryckte på fel knapp i 1.8% av studierna. Deltagarnas fel analyserades igen med en 2 × 2 × 2 blandad design ANOVA. Denna analys visade inte någon huvudeffekt för gruppen, F(1,49) = 1.15, p = .29, bildtyp, F(1,49) = 2.56, p = .12, eller SOA, F(1,49) = 0.05, p = .83, men det visade en interaktionsgrupp × bildtyp, F(1,49) = 4.79, p = .033, ŋ2  = .01. LSD-post-hoc-tester visade att spelarna gjorde fler fel med datorrelaterade bilder (4.7 ± 3.7) än med neutrala bilder (3.4 ± 2.5). Icke-spelarna skilde sig inte i antalet fel med neutrala bilder (3.4 ± 2.7) och datorrelaterade bilder (3.2 ± 2.3). Det fanns inga interaktioner för grupp × SOA, F(1,49) = 2.20, p = .14, bildtyp × SOA, F(1,49) = 0.002, p = .96, eller grupp × bildtyp × SOA, F(1,49) = 0.65, p = .42. Deltagarna missade inga mål.

Valens och kännedom

Ord

Beträffande valens, 2 × 2 ANOVA visade en huvudeffekt för ordtyp, F(1,46) = 11.60, p = .001, ŋ2 = .07 och en interaktionsgrupp × ordtyp, F(1,46) = 30.81, p <.001, ŋ2  = .19. LSD-post-hoc-tester visade att spelarna bedömde datorrelaterade ord (6.4 ± 1.3) som mer positiva än neutrala ord (5.2 ± 0.7). Icke-spelarnas valensbetyg skilde sig inte åt för neutrala (5.6 ± 0.8) och datorrelaterade ord (5.3 ± 0.9). Det fanns ingen huvudeffekt för gruppen, F(1,46) = 1.52, p = .22. Se figur 4a för mer information.

figur  

Bild 4. Medelvalens och kännedom (± SE) för neutrala och datorelaterade ord (vänster) och bilder (höger) i beroendet Stroop och den visuella sonden. Parentes indikerar betydande post-hoc-test, *p <.05, **p  <.01 ***p  <.001

Beträffande kännedom visade 2 × 2 ANOVA en huvudeffekt för gruppen, F(1,46) = 4.38, p = .04, ŋ2 = .05 och en grupp × ordtypsinteraktion, F(1,46) = 13.79, p = .001, ŋ2  = .09. LSD-post-hoc-tester visade att spelarna var mer bekanta med datorrelaterade ord (7.9 ± 0.9) än med neutrala ord (7.1 ± 1.3); omvänd var sant för icke-spelare (neutrala ord: 7.1 ± 1.3; datorrelaterade ord: 6.6 ± 1.4). Det fanns ingen huvudeffekt för ordtyp, F(1,46) = 0.89, p = .35. Se figur 4c för mer information.

Bilder

Beträffande valens fanns det inga huvudeffekter för gruppen, F(1,49) = 1.79, p = .19 eller bildtyp, F(1,49) = 2.59, p = .11 för 2 × 2 ANOVA, men en interaktion hittades, F(1,49) = 23.43, p <.001, ŋ2  = .07. LSD-post-hoc-tester visade att spelarna bedömde datorrelaterade bilder (6.5 ± 1.5) som mer positiva än neutrala bilder (5.8 ± 1.4) och att icke-spelare betygsatte neutrala bilder (5.9 ± 1.3) som mer positiva än dator- relaterade (5.5 ± 1.2). Se figur 4b för mer information.

Beträffande kännedom visade 2 × 2 ANOVA en huvudeffekt för bildtyp, F(1,49) = 12.65, p = .001, ŋ2 = .06 och en grupp × bildtypinteraktion, F(1,49) = 10.21, p = .002, ŋ2  = .05. LSD-post-hoc-tester visade att spelarna var mer bekanta med datorrelaterade bilder (7.3 + 1.1) än med neutrala bilder (6.3 + 1.3). Kännedomsbetyg för icke-spelare skilde sig inte mellan neutrala bilder (6.2 + 1.0) och datorrelaterade bilder (6.3 + 1.3). Det fanns ingen huvudeffekt för gruppen, F(1,49) = 2.85, p = .10. Se figur 4d för mer information.

Diskussion och slutsatser

Vi använde ett beroende Stroop och en visuell sond för att undersöka om överdrivna Internet-spelare visar ett uppmärksamt förspänning mot datorelaterade stimuli. Som stöd för vår första hypotes reagerade spelarna långsammare på datorelaterade jämfört med neutrala ord i ett beroende Stroop. Reaktionstiderna skilde sig emellertid inte mellan målen efter datorelaterade och neutrala bilder i en visuell sond. Således stöds inte vår andra hypotes.

Upptäckten att överdrivna spelare visar en uppmärksam bias i ett beroende Stroop utvidgar resultaten från Metcalf och Pammer (2011). Inte bara MMORPG-ord utan också ord relaterade till datorer i allmänhet, t.ex. bildskärm, drog uppmärksamheten hos överdrivna Internet-spelare och orsakade en störning i en beteendeuppgift. Detta är i överensstämmelse med modellen enligt vilken den uppmärksamma förspänningen orsakas av klassisk konditionering genom att stimuli som är relaterat till sammanhanget, snarare än innehållet, i spelupplevelsen blir CS. Enligt teorin om aktuella problem (Cox et al., 2006), har datorer ett starkt motivationsvärde för människor som strävar efter målet med spel. I motsats till våra resultat, Van Holst et al. (2012) hittade inte en reaktionstidsskillnad mellan spel och neutrala ord. En möjlig förklaring till skillnaden kan vara att de undersökte ett mindre homogent prov och använde mer heterogent stimulansmaterial: deras deltagare spelade olika typer av spel och orden som deltagarna såg stammade från dessa olika spel så att de kanske inte hade varit lika relevans för alla spelare.

Liknar Van Holst et al. (2012) Vi visade inte en uppmärksamhetsförskjutning i reaktionstiderna i en visuell sond, men vi fann att endast de överdrivna internetspelarna gjorde betydligt fler fel med mål efter datorrelaterade bilder jämfört med neutrala bilder. Detta kan tyda på att det att se datorrelaterade bilder ledde till en upptagning med dataspel som störde rätt lokalisering av målet. Eftersom deltagarna gjorde så få fel i allmänhet måste detta resultat dock tolkas med försiktighet. I motsats till vår studie, Lorenz et al. (2013) hittade en uppmärksam förspänning i överdriven Wow spelare mot Wow-relaterade bilder i en dot-sond. möjligen, Wow-relaterade bilder är mer uppmärksamma än datorelaterade bilder.

En recension av Dye, Green och Bavelier (2009) kom till resultatet att spela action-videospel förbättrar reaktionstiderna. Detta kan vara orsaken till att spelarna totalt sett var snabbare än de icke-spelare i den visuella sonden. Spelare var dock inte snabbare i beroendet Stroop. Att reagera på ett mål som befinner sig på en eller annan plats är eventuellt mer lik deras vanliga spelupplevelse än att ange färg på ett ord. Dessutom skiljer sig mekanismerna som ligger till grund för uppgifterna: i beroende Stroop, bearbeta den semantiska betydelsen av det datorelaterade ordet stör med att namnge ordets färg, medan i den visuella sonden fördela uppmärksamheten mot en datorelaterad bild underlättar upptäcka ett mål som följer det.

De överdrivna Internet-spelarna, men inte de icke-spelarna, betygsatte datorelaterade ord och bilder mer positiva än neutrala ord och var mer bekanta med dem, vilket visade ett mönster att förvänta sig och stödde valet av stimulans.

Eftersom resultaten från experimenten är motstridiga behövs ytterligare studier för att utforska uppmärksamhetsförskjutningen hos överdrivna Internet-spelare. Vi lutar oss till slutsatsen att spelare visar en uppmärksamhet som är i linje med resultaten från studier med personer med substansanvändningsstörning (Cox et al., 2006; Robbins & Ehrman, 2004) och spelstörning (Boyer & Dickerson, 2003; McCusker et al., 1997; Molde et al., 2010; Vizcaino et al., 2013), liksom vår missbruk Stroop. En anledning till frånvaron av en effekt i den visuella sonden kan vara att uppgiften var för lätt för spelarna att upptäcka en bias. De överdrivna spelarna i vår studie hade en genomsnittlig reaktionstid på 326 ms till alla mål. Jämfört med detta visar personer med substansanvändningstider reaktionstider mellan 361 och 643 ms (Bradley, Field, Mogg och De Houwer, 2004; Bradley, Mogg, Wright, & Field, 2003; Ehrman et al., 2002; Field & Cox, 2008; Field, Eastwood, Bradley, & Mogg, 2006; Field, Mogg, & Bradley, 2004; Field, Mogg, Zetteler och Bradley, 2004; Lubman, Peters, Mogg, Bradley, & Deakin, 2000; Mogg, Bradley, Field och De Houwer, 2003). Det är möjligt att även om spelare ägde mer uppmärksamhet åt de datorrelaterade stimuli, kanske det fortfarande inte har underlättat att detektera mål efter dessa stimuli, eftersom det kanske var så enkelt att reagera på målen att förenklingen inte kunde förbättra reaktionstiden ytterligare. Ögningsspårning kan användas för att ta reda på om alltför stora internetspelare ägnar sin uppmärksamhet åt datorrelaterade bilder. Marks et al. (2014) kombinerade en visuell sond med ögonspårning när man undersöker personer som är beroende av kokain Författarna fann ingen skillnad i reaktionstiderna, men ögonspårningen visade att människor som var beroende av kokain fixerade längre på beroende-relaterade bilder än på neutrala.

Resultaten av vår studie bör tolkas mot bakgrund av dess begränsningar: Urvalet bestod av universitetsstudenter, vilket begränsade generaliserbarheten. Möjligen var den visuella sonden för lätt för deltagarna, och därför bör framtida studier använda ett mer utmanande paradigm. Bland de metodiska styrkorna i den aktuella studien bör räknas att Cox et al. (2006) kraven för ett giltigt beroende Stroop uppfylldes och i allmänhet undviks skillnader i låg nivå mellan datorrelaterade och neutrala stimuli, vilket kan påverka reaktionstiderna.

Avslutningsvis gav beroendet Stroop, men inte den visuella sonden, bevis för att det fanns en uppmärksam förspänning hos överdrivna Internet-spelare. Ytterligare studier bör följa upp detta genom att använda direkta mått på uppmärksamhetsförskjutningar, till exempel ögonspårning.

Författarnas bidrag

NN och AB utformade studien. FJ bidrog till designen. FJ och AB genomförde de statistiska analyserna. FJ skrev manuskriptets första utkast och alla författare bidrog till och godkände det slutliga manuskriptet. Alla författare hade full tillgång till alla data i studien och tar ansvar för datainsamlingen och noggrannheten i dataanalysen.

Intressekonflikt

Författarna förklarar ingen intressekonflikt.

Tack 

Vi tackar Julia Meister och Lisa-Maria Benedickt för deras ovärderliga hjälp vid datainsamling.

Referensprojekt

Föregående avsnitt
 Achab, S., Nicolier, M., Mauny, F., Monnin, J., Trojak, B., Vandel, P., Sechter, D., Gorwood, P., & Haffen, E. (2011). Massivt online-rollspel med flera spelare: Jämföra egenskaper hos missbrukare jämfört med icke-missbrukare onlinerekryterade spelare i en fransk vuxen befolkning. BMC Psychiatry, 11 (1), 144. doi: 10.1186 / 1471-244X-11-144 CrossRef, Medline
 American Psychiatric Association. (2013). Diagnostisk och statistisk manual för psykiska störningar: DSM-5TM (5ed ed.). Arlington, VA: American Psychiatric Publishing. CrossRef
 Atkins, G., & Sharpe, L. (2006). Kognitiva fördomar vid problemspel. Spelforskning: Journal of the National Association for Gambling Studies, 15 (2), 35–43.
 Barke, A., Nyenhuis, N., Voigts, T., Gehrke, H., & Kröner-Herwig, B. (2013). Den tvångsmässiga internetanvändningsskalan (CIUS) anpassad för att bedöma överdrivet multiplayer-spel. Journal of Addiction Research & Therapy, 4 (5), 164–170. doi: 10.4172 / 2155-6105.1000164
 Barnett, J., & Coulson, M. (2010). Praktiskt taget verkligt: ​​Ett psykologiskt perspektiv på massivt multiplayer-onlinespel. Review of General Psychology, 14 (2), 167–179. doi: 10.1037 / a0019442 CrossRef
 Batthyány, D., Müller, K. W., Benker, F., & Wölfling, K. (2009). Datorspel: Kliniska egenskaper hos beroende och missbruk bland ungdomar. Wiener klinische Wochenschrift, 121, 502–509. doi: 10.1007 / s00508-009-1198-3 CrossRef, Medline
 Beutel, M. E., Hoch, C., Wölfling, K., & Müller, K. W. (2011). Klinische Merkmale der Computerspiel- und Internetsucht am Beispiel der Inanspruchnehmer einer Spielsuchtambulanz. Zeitschrift für Psychosomatische Medizin und Psychotherapie, 57 (1), 77–90. CrossRef, Medline
 Blizzard Entertainment. (2014). World of Warcraft® överträffar 10 miljoner prenumeranter som Warlords of DraenorTM lanseringen börjar. Hämtad från http://blizzard.gamespress.com/world-of-warcraft-surpasses-10-million-subscribers-as-warlords-of-drae, Arkiverad under http://www.webcitation.org/6Z8WXvpVf
 Boyer, M., & Dickerson, M. (2003). Uppmärksam bias och beroendeframkallande beteende: Automatik i en spelspecifik modifierad Stroop-uppgift. Beroende, 98, 61–70. CrossRef, Medline
 Bradley, B., Field, M., Mogg, K., & De Houwer, J. (2004). Uppmärksamma och utvärderande fördomar för rökning i nikotinberoende: Komponentprocesser av fördomar vid visuell orientering. Behavioral Pharmacology, 15, 29–36. doi: 10.1097 / 00008877-200402000-00004 CrossRef, Medline
 Bradley, B., Mogg, K., Wright, T., & Field, M. (2003). Uppmärksam bias i drogberoende: Vakenhet för cigarettrelaterade signaler hos rökare. Psykologi av beroendeframkallande beteenden, 17 (1), 66–72. doi: 10.1037 / 0893-164X.17.1.66 CrossRef, Medline
 Chen, S.-Y., & Tzeng, J.-Y. (2010). College kvinnliga och manliga tunga internetanvändares profiler av metoder och deras akademiska betyg och psykosocial anpassning. Cyberpsykologi, beteende och sociala nätverk, 13 (3), 257–262. CrossRef, Medline
 Chiu, S.-I., Lee, J.-Z., & Huang, D.-H. (2004). Videospelberoende hos barn och tonåringar i Taiwan. Cyberpsykologi och beteende, 7 (5), 571–581. CrossRef, Medline
 Cole, H., & Griffiths, M. D. (2007). Sociala interaktioner i massivt multiplayer online-rollspelare. CyberPsychology & Behavior, 10 (4), 575–583. doi: 10.1089 / cpb.2007.9988 CrossRef, Medline
 Cox, W. M., Fadardi, J. S. och Pothos, E. M. (2006). Missbruk-Stroop-testet: Teoretiska överväganden och procedurrekommendationer. Psychological Bulletin, 132 (3), 443–476. doi: 10.1037 / 0033-2909.132.3.443 CrossRef, Medline
 Cox, W. M., Hogan, L. M., Kristian, M. R., & Race, J. H. (2002). Alkohol uppmärksamhet bias som en prediktor för alkoholmissbrukares behandlingsresultat. Drog- och alkoholberoende, 68, 237–243. doi: 10.1016 / S0376-8716 (02) 00219-3 CrossRef, Medline
 Dye, M. W. G., Green, C. S. och Bavelier, D. (2009). Ökad bearbetningshastighet med action-videospel. Aktuella anvisningar inom psykologisk vetenskap, 18 (6), 321–326. doi: 10.1111 / j.1467-8721.2009.01660.x CrossRef, Medline
 Ehrman, R. N., Robbins, S. J., Bromwell, M. A., Lankford, M. E., Monterosso, J. R., & O'Brien, C. P. (2002). Jämförelse av uppmärksamhetsförmåga med rökområdor hos nuvarande rökare, tidigare rökare och icke-rökare med hjälp av en punkt-sond uppgift. Drog- och alkoholberoende, 67 (2), 185–191. doi: 10.1016 / S0376-8716 (02) 00065-0 CrossRef, Medline
 Field, M., & Cox, W. M. (2008). Uppmärksam bias i beroendeframkallande beteende: En genomgång av dess utveckling, orsaker och konsekvenser. Drog- och alkoholberoende, 97 (1–2), 1–20. doi: 10.1016 / j.drugalcdep.2008.03.030 CrossRef, Medline
 Field, M., Eastwood, B., Bradley, B. P., & Mogg, K. (2006). Selektiv bearbetning av cannabisindikatorer hos vanliga cannabisanvändare. Drog- och alkoholberoende, 85, 75–82. doi: 10.1016 / j.drugalcdep.2006.03.018 CrossRef, Medline
 Field, M., Mogg, K., & Bradley, B. P. (2004). Kognitiv bias och drogbehov hos cannabisanvändare. Drog- och alkoholberoende, 74 (1), 105–111. doi: 10.1016 / j.drugalcdep.2003.12.005 CrossRef, Medline
 Field, M., Mogg, K., Zetteler, J., & Bradley, B. P. (2004). Uppmärksamma fördomar för alkoholkoder hos tunga och lätta sociala drinkare: Rollerna som inledande orientering och upprätthöll uppmärksamhet. Psykofarmakologi, 176 (1), 88–93. doi: 10.1007 / s00213-004-1855-1 CrossRef, Medline
 Field, M., Munafò, M. R., & Franken, I. H. A. (2009). En metaanalytisk undersökning av sambandet mellan uppmärksamhetsförskjutning och subjektivt sug efter missbruk. Psychological Bulletin, 135 (4), 589–607. doi: 10.1037 / a0015843 CrossRef, Medline
 Griffiths, M. D., Davies, M. N., & Chappell, D. (2004). Demografiska faktorer och spelvariabler i datorspel online. Journal of Adolescence, 7 (1), 87–96. CrossRef
 Hellström, C., Nilsson, K. W., Leppert, J., & Slund, C. (2012). Påverkan av spelmotiv och tid som spelas på de negativa konsekvenserna av ungdomens onlinespel. Datorer i mänskligt beteende, 28, 1379–1387. doi: 10.1016 / j.chb.2012.02.023 CrossRef
 Institut für Deutsche Sprache. (2009). DeReWo Korpusbasierte Wortformenliste. Hämtas från http://www1.ids-mannheim.de/kl/projekte/methoden/derewo.html, Arkiverades under http://www.webcitation.org/6ZLwqqE8l
 Ishihara Farbtafel. (2009). Hämtas från http://www.docstoc.com/docs/5184693/color-blindness-test, Arkiverades under http://www.webcitation.org/6Z8WkPjqt
 Janssen, T., Larsen, H., Vollebergh, W. A. ​​M., & Wiers, R. W. (2015). Längsgående förhållanden mellan kognitiv bias och ungdoms alkoholbruk. Beroendeframkallande beteenden, 44, 51–57. doi: 10.1016 / j.addbeh.2014.11.018 CrossRef, Medline
 Jeong, E. J. och Kim, D. H. (2011). Sociala aktiviteter, själveffektivitet, spelattityder och spelberoende. Cyberpsykologi, beteende och sociala nätverk, 14 (4), 213–21. doi: 10.1089 / cyber.2009.0289 CrossRef, Medline
 Lemmens, J. S., Valkenburg, P. M., & Peter, J. (2011). Psykosociala orsaker och konsekvenser av patologiskt spel. Datorer i mänskligt beteende, 27 (1), 144–152. doi: 10.1016 / j.chb.2010.07.015 CrossRef
 Liu, M., & Peng, W. (2009). Kognitiva och psykologiska prediktorer för de negativa resultaten som är förknippade med att spela MMOG (massivt multiplayer onlinespel). Datorer i mänskligt beteende, 25 (6), 1306–1311. doi: 10.1016 / j.chb.2009.06.002 CrossRef
 Lo, S., Wang, C., & Fang, W. (2005). Fysiska mänskliga relationer och social ångest bland onlinespelare. CyberPsychology & Behavior, 8 (1), 15–20. doi: 10.1089 / cpb.2005.8.15 CrossRef, Medline
 Lorenz, R. C., Krüger, J.-K., Neumann, B., Schott, B. H., Kaufmann, C., Heinz, A., & Wüstenberg, T. (2013). Cue-reaktivitet och dess hämning hos patologiska dataspelare. Addiction Biology, 18 (1), 134–146. doi: 10.1111 / j.1369-1600.2012.00491.x CrossRef, Medline
 Lubman, D. I., Peters, L. A., Mogg, K., Bradley, B. P., & Deakin, J. F. (2000). Uppmärksam bias för läkemedelsindikatorer i opiatberoende. Psykologisk medicin, 30 (30), 169–175. doi: 10.1017 / S0033291799001269 CrossRef, Medline
 Marks, K. R., Roberts, W., Stoops, W. W., Pike, E., Fillmore, M. T., & Rush, C. R. (2014). Fixeringstid är ett känsligt mått på kokain uppmärksamhet bias. Beroende, 109, 1501–1508. doi: 10.1111 / add.12635 CrossRef, Medline
 McCusker, C. G., Gettings, B., & Ireland, N. (1997). Automatik hos kognitiva fördomar i beroendeframkallande beteende: Ytterligare bevis med spelare. British Journal of Clinical Psychology, 36, 543–554. CrossRef, Medline
 Metcalf, O., & Pammer, K. (2011). Uppmärksam partiskhet i överdrivet massivt multiplayer online-rollspelare med en modifierad Stroop-uppgift. Datorer i mänskligt beteende, 27 (5), 1942–1947. doi: 10.1016 / j.chb.2011.05.001 CrossRef
 Mogg, K., Bradley, B. P., Field, M., & De Houwer, J. (2003). Ögonrörelser till rökrelaterade bilder hos rökare: Förhållandet mellan uppmärksamhetsfördomar och implicita och uttryckliga mått på stimulansvalens. Beroende, 98, 825–836. doi: 10.1046 / j.1360-0443.2003.00392.x CrossRef, Medline
 Molde, H., Pallesen, S., Sætrevik, B., Hammerborg, D. K., Laberg, J. C., & Johnsen, B.-H. (2010). Uppmärksamma fördomar bland patologiska spelare. Internationella spelstudier, 10 (1), 45–59. doi: 10.1080 / 14459791003652501 CrossRef
 Peng, W., & Liu, M. (2010). Onlinespelberoende: En preliminär studie i Kina. Cyberpsykologi, beteende och sociala nätverk, 13 (3), 329–333. CrossRef, Medline
 Petry, NM, Rehbein, F., Gentile, DA, Lemmens, JS, Rumpf, H.-J., Mößle, T., Bischof, G., Tao, R., Fung, DS, Borges, G., Auriacombe , M., González Ibáñez, A., Tam, P., & O'Brien, CP (2014). Ett internationellt samförstånd för att bedöma Internet Gaming Disorder med den nya DSM-5-metoden. Beroende, 109 (9), 1399–1406. doi: 10.1111 / add.12457 CrossRef, Medline
 Posner, M. I., Snyder, C. R. och Davidson, B. J. (1980). Uppmärksamhet och detektering av signaler. Journal of Experimental Psychology, 109 (2), 160–174. doi: 10.1037 / 0096-3445.109.2.160 CrossRef, Medline
 Rehbein, F., Kleimann, M., & Mössle, T. (2010). Prevalens och riskfaktorer för videospelberoende i tonåren: Resultat av en tysk rikstäckande undersökning. Cyberpsykologi, beteende och sociala nätverk, 13 (3), 269–277. doi: 10.1089 / cyber.2009.0227 CrossRef, Medline
 Robbins, S. J., & Ehrman, R. N. (2004). Rollen som uppmärksamhetsförspänning i missbruk. Behavioral and Cognitive Neuroscience Reviews, 3, 243–260. CrossRef, Medline
 Schoenmakers, T. M., de Bruin, M., Lux, I. F. M., Goertz, A. G., Van Kerkhof, D. H., & Wiers, R. W. (2010). Klinisk effektivitet av uppmärksamhetsförändringsträning hos avhållna alkoholister. Drog- och alkoholberoende, 109 (1–3), 30–36. doi: 10.1016 / j.drugalcdep.2009.11.022 CrossRef, Medline
 Shen, C., & Williams, D. (2011). Uppackningstid online: Anslutning av internet och massivt online-spel för flera spelare med psykosocialt välbefinnande. Kommunikationsforskning, 38 (1), 123–149. doi: 10.1177 / 0093650210377196 CrossRef
 Singh, A. (2013). Asia Pacific har den största dagliga onlinespelpubliken. Hämtas från http://www.comscore.com/Insights/Data-Mine/Asia-Pacific-Has-Largest-Daily-Online-Gaming-Audience, Arkiverades under http://www.webcitation.org/6Z8WKx7kk
 Skoric, M. M., Teo, L. L. C., & Neo, R. L. (2009). Barn och videospel: missbruk, engagemang och skolastiska prestationer. CyberPsychology & Behavior, 12 (5), 567–572. CrossRef, Medline
 Smyth, J. M. (2007). Utöver självval i videospel: En experimentell undersökning av konsekvenserna av massivt multiplayer online-rollspel. CyberPsychology & Behavior, 10 (5), 717–721. doi: 10.1089 / cpb.2007.9963 CrossRef, Medline
 Van Holst, R. J., Lemmens, J. S., Valkenburg, P. M., Peter, J., Veltman, D. J., & Goudriaan, A. E. (2012). Uppmärksam bias och disinhibition mot spelkoder är relaterade till problemspel hos manliga ungdomar. Journal of Adolescent Health, 50 (6), 541–546. doi: 10.1016 / j.jadohealth.2011.07.006 CrossRef, Medline
 Van Rooij, A. J., Kuss, D., Griffiths, M. D., Shorter, G. W., & Van de Mheen, D. (2013). (Samtidig) förekomst av problematisk videospel, substansanvändning och psykosociala problem hos ungdomar. Journal of Behavioral Addictions, 3 (3), 157–165. doi: 10.1556 / JBA.3.2014.013 Länk
 Van Rooij, A. J., Schoenmakers, T. M., Vermulst, A. A., Van den Eijnden, R. J. J. M., & Van de Mheen, D. (2011). Onlinespelberoende: Identifiering av missbrukade tonåriga spelare. Beroende, 106 (1), 205–212. doi: 10.1111 / j.1360-0443.2010.03104.x CrossRef, Medline
 Vizcaino, E. J. V., Fernandez-Navarro, P., Blanco, C., Ponce, G., Navio, M., Moratti, S., & Rubio, G. (2013). Upprätthållande av uppmärksamhet och patologiskt spelande. Psykologi av beroendeframkallande beteenden, 27 (3), 861–867. doi: 10.1037 / a0032656 CrossRef, Medline
 Whelan, R. (2008). Effektiv analys av reaktionstidsdata. Psykologisk post, 58, 475 – 482.