- 1College of Psychology and Sociology, Shenzhen University, Shenzhen, Kina
- 2Shenzhen Key Laboratory of Affective and Social Cognitive Science, Shenzhen University, Shenzhen, Kina
Internetberoendestörning (IAD) är förknippad med brister i social kommunikation och undvikande av social kontakt. Det har antagits att personer med IAD kan ha en försämrad förmåga till empati. Syftet med den aktuella studien var att undersöka bearbetningen av empati för andras smärta vid IAD. Händelserelaterade potentialer producerade som svar på bilder som visar andra i smärtsamma och icke-smärtsamma situationer registrerades hos 16 IAD-personer och 16 friska kontroller (HCs). N1, P2, N2, P3 och sent positiva potentiella komponenter jämfördes mellan de två grupperna. Robust bild × gruppinteraktioner observerades för N2 och P3. De smärtsamma bilderna framkallade större N2- och P3-amplituder än de icke-smärtsamma bilderna gjorde endast i HC-gruppen men inte i IAD-gruppen. Resultaten av denna studie tyder på att både de tidiga automatiska och de senare kognitiva processerna av smärtempati kan försämras vid IAD. Denna studie ger psykofysiska bevis på empatibrist i samband med IAD. Ytterligare studier som kombinerar flerdimensionella mätningar av empati behövs för att bekräfta dessa fynd.
Beskrivning
Internetberoendestörning (IAD) har beskrivits som en oförmåga att kontrollera internetanvändning trots allvarliga negativa konsekvenser och begrepps allmänt som ett beteendeberoende (Tam och Walter, 2013; D'Hondt et al., 2015; Kuss och Lopez-Fernandez, 2016), som representerar en specifik funktionsnedsättning som involverar missbruk online och/eller offline, och det är främst relevant för unga generationer (Grant et al., 2010; Balconi et al., 2017). Även om IAD är en psykisk störning per se är fortfarande kontroversiell, folkhälso- och sociala frågor relaterade till IAD är tydliga och de neurala korrelaten för IAD har börjat utforskas (D'Hondt och Maurage, 2015).
Det har föreslagits att IAD kan ha vissa likheter med missbruk. Till exempel visar individer med IAD en minskad exekutiva kontrollförmåga, vilket återspeglas i bristen på förmåga att hämma beteendet när det väl har initierats eller att avstå från beteendet efter en period av abstinens (Brand et al., 2014; D'Hondt och Maurage, 2015). Elektrofysiologiska studier har visat minskade N2-amplituder i NoGo-försöken i en Go/NoGo-uppgift såväl som en reducerad medial frontal negativitet (MFN)-amplitud i de inkongruenta försöken med Stroop-uppgiften, fynd som tyder på en försämring av den verkställande kontrollen (Dong et al., 2011). Dessutom uppvisar individer med IAD också nedsatt bearbetning av sociala stimuli, såsom ansikten. Han et al. (2011) fann att jämfört med friska kontroller (HC) visade försökspersoner med IAD minskad P1 och N170 vid behandling av ansikten.
Empati hänvisar till förmågan att dela och förstå andras känslor eller känslor (Decety och Lamm, 2006). Att uppleva empati bygger på integrationen av två komponenter: ett automatiskt system för tidig emotionell smitta och ett kognitivt system på högre nivå som tillåter självreglering och utarbetande av situationer (Decety och Jackson, 2004; Mella et al., 2012). Förmågan att känna empati med andra har länge setts som avgörande för framgångsrika sociala interaktioner (Hetu et al., 2012). Mängden internetanvändning har visat sig korrelera omvänt med förmågan att interagera med andra människor (Engelberg och Sjöberg, 2004). Följaktligen försummar personer med IAD ofta sina sociala liv (Young, 1998a). Därför kan empati vara en inflytelserik faktor i den progressiva minskningen av verkliga sociala interaktioner bland internetanvändare (Melchers et al., 2015).
Studier som fokuserar på den neurala grunden för empatisk bearbetning i IAD är fortfarande mycket sällsynta. Hittills har, såvitt vi vet, endast två studier undersökt empati i IAD. För det första, Melchers et al. (2015) fick bevis på ett negativt samband mellan internetberoende och empati, vilket framgår av självrapporterad empati och problematiska poäng för internetanvändning (Melchers et al., 2015). För det andra fann en händelserelaterad potential (ERP) studie att ungdomar med IAD visade en minskad skillnad i N2-amplituder mellan smärtsamma och icke-smärtsamma stimuli jämfört med HC när de bearbetade bilder som visade andra i smärta (Wang et al., 2014). Den första ovannämnda studien var en explorativ korrelationsstudie och den andra involverade en mycket specifik population (kinesiska urbana efterlämnade barn), vilket begränsade dess generaliserbarhet.
Empati för smärta har visat sig involvera två distinkta tidsmässiga processer. Den första är en tidig automatisk, bottom-up-process, som återspeglas av N1-, P2- och N2-komponenterna som motsvarar känslomässig smitta och känslomässig delning. För det andra finns det en top-down kontrollerad, kognitiv process, som återspeglas av komponenterna P3 och sen positiv potential (LPP) som reglerar empatiska svar och gör en tydlig skillnad mellan sig själv och andra (Fan och Han, 2008; Mella et al., 2012; Sessa et al., 2014). Bottom-up-processen hänvisar till den omedvetna och automatiska känslomässiga smittan och affektiva delning som utlöses ofrivilligt av att observera andras smärta, som inte påverkas av instruktioner eller uppgiftskrav. Den uppifrån styrda processen, å andra sidan, hänvisar till den process som är under kontroll av observatörens intentioner och som frivilligt kan moduleras av faktorer som instruktioner, uppgiftskrav, tidigare erfarenhet, sociala relationer, etc., (Fan och Han, 2008). Således kan denna modell hjälpa oss att lösa vilket stadium av empati som kan vara nedsatt i IAD.
IAD kan vara komorbid med andra psykiatriska tillstånd, särskilt depression och ångest (Sanders et al., 2000; Yen et al., 2007; Wei et al., 2012; Lai et al., 2015). Deprimerade individer visar minskad medvetenhet om andras känslor, försämrad igenkänning av känslor och brister i empati och perspektivtagning [för granskning, (Kupferberg et al., 2016)]. Ångest kan också minska affektiva empatiska svar på andras smärta (Negd et al., 2011). Följaktligen kan komorbid depression och ångest vara inflytelserika förvirrande faktorer i denna studie. Därför använde vi uteslutningskriterier för att upptäcka tecken på depression eller ångest.
Syftet med den aktuella studien var att utforska hur bearbetningen av andras smärta kan vara olika bland individer med IAD och HC. Vi antog att IAD:erna skulle vara mindre lyhörda eller mindre diskriminerande för andras smärta än HC:erna. Om det tidiga automatiska stadiet av empati är försämrat bör det vara uppenbart i N1 (Ibanez et al., 2011; Lyu et al., 2014), P2 (Rutgen et al., 2015), och/eller N2 (Cui et al., 2016a) komponenter. Omvänt, om den frivilliga, top-down bearbetningen är försämrad, bör det vara uppenbart i P3 och/eller LPP (Ibanez et al., 2011).
Material och metoder
Etikförklaring
Alla forskningsprocedurer godkändes av den medicinska etiska kommittén vid Shenzhen University Medical School enligt Helsingforsdeklarationen. Alla deltagare fick skriftligt informerat samtycke efter att de till fullo förstått studien.
Deltagare
Totalt rekryterades 16 deltagare med IAD och 16 HC från lokala universitet. Det fanns ingen signifikant skillnad mellan de två grupperna med avseende på ålder, handenhet och utbildning. Vi använde Youngs Internet Addiction Test (IAT) för att screena för IAD (Ung, 1998b). Alla IAD-personer hade en poäng på ≥ 40 på IAT (Obs: IAT-poäng på 40–60 indikerar mild internetberoende; 60–80 indikerar måttlig internetberoende; och 80–100 indikerar serverinternetberoende). Dessutom, eftersom IAD kan vara komorbid med andra psykiatriska tillstånd, särskilt depression och ångest, uteslöt vi IAD-deltagare som fick ≥ 40 på antingen Zung Self-Rating Depression Scale (SDS) (Zung, 1965) eller Zung Self-Rating Anxiety Scale (SAS) (Zung, 1971) (cutoff-poängen är 53 för SDS och 50 för SAD i kinesisk norm). Uteslutningskriterier för både IAD och kontrolldeltagare var följande: graviditet, historia av huvudskada och andra neurologiska störningar missbruk eller beroende under de senaste 6 månaderna.
stimuli
De visuella stimuli som användes var bilder som visar en persons händer/underarmar/fötter i smärtsamma eller icke-smärtsamma situationer, som har använts i tidigare ERP-studier (Meng et al., 2012; Meng et al., 2013). Alla situationer som skildras i dessa bilder var vanliga händelser i det dagliga livet. Alla händelser som visades i de icke-smärtsamma bilderna motsvarade dem i de smärtsamma bilderna, men utan den nociceptiva komponenten (figur 1A). Det blev 60 smärtsamma bilder och 60 icke-smärtsamma bilder totalt. Alla hade samma storlek på 9 × 6.76 cm (bredd × höjd) och 100 pixlar per tum. Luminans, kontrast och färg matchades mellan smärtsamma och icke-smärtsamma bilder. Tidigare studier har bekräftat att smärtsamma och icke-smärtsamma bilder var signifikant olika i dimensionerna av smärtintensitet, upphetsningsnivå och känslomässig valens, enligt självrapporterad rating (Meng et al., 2012).
FIGUR 1. (A) Exempel på bilderna (Vänster panel: smärtsam bild; Höger panel: icke-smärtsam bild); (B) Struktur för en rättegång. Varje försök startade med en 500 ms fixering, efter ett slumpmässigt blankt intervall på 400–700 ms dök bilden upp i maximalt 2000 ms och deltagarna skulle bedöma om bilden var en smärtsam eller en icke-smärtsam bild så fort och exakt som möjligt. Bilden försvann när ett svar gavs. ISI mellan försöken var 800–1200 ms slumpmässigt.
Experimentella procedurer
Stimulusvisning och beteendedatainsamling utfördes med hjälp av programvaran E-Prime (version 2.0, Psychology Software Tools, Inc., Boston, MA, USA). Under uppgiften satt deltagarna bekvämt i ett elektriskt avskärmat rum cirka 90 cm från en 15-tums färgdatorskärm.
Deltagarna ombads att observera bilder. I varje försök presenterades en fixering på en vit skärm i 500 ms, följt av ett 400- till 700 ms blankintervall. Då skulle målbilden presenteras i max 2000 ms. ISI mellan försöken var 800–1200 ms slumpmässigt (Figur 1B). Deltagarna instruerades att bedöma om denna bild visar en smärtsam eller icke-smärtsam situation så snabbt som möjligt genom att trycka på "F" eller "J" knapparna på tangentbordet placerat framför dem. Knapptryckningen uppvägdes bland deltagarna. Bilden skulle försvinna så snart ett svar gavs. Det finns fyra sessioner i experimentet. Varje session innehåller 60 försök, inklusive 30 smärtsamma bilder och 30 icke-smärtsamma bilder. Varje bild upprepas två gånger totalt. Fyra tillstånd genererades i enlighet med detta: IADs som observerade de smärtsamma bilderna (IAD_P); IADs som observerar de icke-smärtsamma bilderna (IAD_NP); HCs som observerar de smärtsamma bilderna (HC_P); och HC som observerar de icke-smärtsamma bilderna (HC_NP). Efter uppgiften ombads båda grupperna av deltagare att uppfylla Interpersonal Reactivity Index (IRI). IRI har varit ett av de mest använda indexen för empati, vilket är ett frågeformulär som bedömer empatidraget med hjälp av fyra subskalor: perspektivtagning, fantasi, empatisk oro och personlig ångest (PD) (Davis, 1983).
EEG-insamling och förbearbetningar
Elektroencefalografi (EEG) data registrerades från en 63-elektroders hårbottenlock med hjälp av 10–20-systemet (Brain Products, München, Tyskland). Kanalen TP10 användes som referens under inspelningen. Två elektroder placerade ovanför och under det vänstra ögat användes för att mäta elektrookulogrammet (EOG). EEG- och EOG-aktiviteter förstärktes vid 0.01–100 Hz bandpass och samplades vid 500 Hz. Alla elektrodimpedanser hölls under 5 kΩ.
Elektroencefalografi (EEG) data förbehandlades och analyserades med MATLAB R2011b (MathWorks) och EEGLAB verktygslåda (Delorme och Makeig, 2004). EEG-data vid varje elektrod hänvisades till medelvärdet av vänster och höger mastoider innan ytterligare analys. Sedan passerade signalen med 0.01–30 Hz bandpassfilter. Tidsfönster på 200 ms före och 1000 ms efter början av bildstimuli segmenterades från EEG och hela epoken korrigerades med 200 ms före bildens början. EOG-artefakter korrigerades med hjälp av en oberoende komponentanalys (ICA) (Jung et al., 2001). Epoker med amplitudvärden som överstiger ± 50 μV vid valfri elektrod exkluderades från genomsnittet, och alla försök med felaktiga svar uteslöts från ytterligare analys [Avvisade epoker: 16.75 ± 6.04 (HCs); 18.25 ± 2.35 (IADs)].
Statistik
För reaktionstiden och noggrannheten utfördes en tvåvägs ANOVA med upprepade åtgärder med bilder (smärtsam bild och icke-smärtsam bild) som inom-subjektsfaktor och grupper (IAD och HC) som mellan-subjektsfaktor. Beskrivande data presenterades som (medelvärde ± SE). Signifikansnivån sattes till p <0.05.
Denna studie fokuserade på de affärssystem som framkallats av bilder som visar andra i smärtsamma och icke-smärtsamma situationer. Vi analyserade komponenterna i frontal N1 (90–150 ms), frontal P2 (180–220 ms), fronto-central N2 (200–280 ms), parietal P3 (300–400 ms) och centro-parietal LPP ( 550–650 ms) enligt ERP, topografier och relevant litteratur (Decety et al., 2010; Meng et al., 2013). Medelamplituder mättes för varje komponent. Observera att de valda tidsfönstren huvudsakligen baserades på det stora genomsnittet av ERP för alla försök för smärtsamma och icke-smärtsamma tillstånd från båda grupperna. Tidsfönstren för flera komponenter skilde sig något från litteraturen [40–50 ms före eller efter de tidsfönster som valts i de tidigare artiklarna (Meng et al., 2012, 2013)]. För att visa att resultaten inte var artefakter från de tidigare valda tidsfönstren, genomförde vi uppföljningsanalyserna med hjälp av olika tidsfönster (gå framåt 40 ms och gå bakåt 40 ms) för komponenterna som rapporterade signifikans. Alla resultat visade ett liknande resultatmönster (vi rapporterade resultaten från tidsfönstret i mitten). Genom att utföra analyser med tidsfönster av varierande varaktighet/start/offset, skulle det kunna visa att betydelsen av resultaten är en konsekvent effekt (Bacigalupo and Luck, 2015; Luck och Gaspelin, 2017).
Ytterligare statistisk analys utfördes i IBM SPSS Statistics 22 (IBM Corp., Armonk, NY, USA). Tidigare studier med liknande stimuli antydde att de tidiga komponenterna N1, P2, N2 och de sena komponenterna P3, LPP var särskilt relaterade till att observera andras smärta. På grundval av den topografiska fördelningen av ERP-aktiviteten med stort medelvärde och de tidigare studierna, valdes olika uppsättningar av elektroder för varje komponent (Meng et al., 2012, 2013; Lyu et al., 2014). F3, Fz, F4, FC3, FCz och FC3 valdes ut för analys av N1 och N2; FC3, FCz, FC4, C3, Cz och C4 valdes ut för analys av P2; CP3, CPz, CP4, P3, Pz och P4 valdes ut för analys av P3; C3, Cz, C4, CP3, CPz och CP4 valdes ut för analys av LPP. Upprepade mätningar ANOVA med bilder (smärtsamma och icke-smärtsamma) som inom-subjektsfaktor och grupper (IAD och HC) som mellan-subjektfaktor utfördes för medelamplituderna för alla valda elektrodplatser för varje komponent. Alla statistiska analyser uppfyllde kraven för parametriska statistiska tester. Frihetsgrader för F-förhållanden korrigerades enligt Greenhouse–Geisser-metoden. Statistiska skillnader ansågs signifikanta vid p <0.05; post hoc jämförelser korrigerades Bonferroni vid p <0.05.
För att undersöka om effekten vi observerade i ERP-data var relaterad till deltagarens empatiska drag, beräknade vi för det första skillnaderna mellan amplituderna för ERP: er framkallade av de smärtsamma stimuli och de icke-smärtsamma stimuli i tidsfönstren för N2 och P3. Amplituderne beräknades som medelvärdet av amplituderna för alla valda elektroder (F3, Fz, F4, FC3, FCz och FC3 för N2; CP3, CPz, CP4, P3, Pz och P4 för P3). För det andra kör vi Pearson-korrelationsanalyser mellan skillnaderna mellan ERP-amplituder och poängen för de fyra subskalorna av IRI, separat.
Resultat
beteenden
För noggrannheten är den huvudsakliga effekten av bilden [F(1,30) = 1.854, p = 0.183, η2p
= 0.058), grupp (F(1,30) = 0.557, p = 0.461, η2p = 0.018], och interaktionen mellan bild × grupp [F(1,30) = 0.146, p = 0.705, η2p = 0.005] var inte signifikanta (intervall för noggrannhet: 79–99 %, medelvärde ± SE: 91.25 ± 4.8 %). För reaktionstiden fann vi en signifikant huvudeffekt av bild [F(1,30) = 23.662, p <0.001, η2p = 0.441]. Båda grupperna svarar snabbare på smärtsamma situationer jämfört med den icke-smärtsamma situationen (IAD_P: 633.488 ± 54.928 ms; IAD_NP: 669.714 ± 74.255 ms; HC_P: 645.528 ± 55.207 ms; HC_NP: 684.085 ± 61.851 ms). Huvudeffekten av grupp [F(1,30) = 0.413, p = 0.525, η2p = 0.014] och interaktionen mellan bild × grupp [F(1,30) = 0.023, p = 0.880, η2p
= 0.001] var inte signifikanta (intervall för RT: 554–861 ms; medelvärde ± SE: 659.5 ± 62.6 ms).
För IRI-poäng kör vi oberoende t-tester för att jämföra poängen för IAD-gruppen och HC-gruppen för alla fyra underskalorna. Det visade sig att på subskalan "PD" var poängen för IAD-gruppen signifikant mindre än poängen för HC-gruppen [IAD: 8.125 ± 0.875; HC: 10.375 ± 0.651; t(30) = -2.063, p = 0.048]. Skillnaderna mellan två grupper av de andra tre underskalorna var inte signifikanta (p > 0.116) (Tabell 1).
TABELL 1. Deltagares demografi för IAD-deltagare och friska kontroller.
Event-Related Potentials (ERP)
N1. Huvudeffekten av bild [F(1,30) = 3.180, p = 0.085, η2p
= 0.096], huvudeffekten av grupp [F(1,30) = 0.465, p = 0.500, η2p = 0.015] och interaktionen mellan bild × grupp [F(1,30) = 0.131, p = 0.720, η2p
= 0.004] var inte signifikanta.
P2. Huvudeffekten av bild [F(1,30) = 1.550, p = 0.223, η2p
= 0.049], huvudeffekten av grupp [F(1,30) = 0.098, p = 0.756, η2p = 0.003] och interaktionen mellan bild × grupp [F(1,30) = 0.729, p = 0.400, η2p
= 0.024] var inte signifikanta.
N2. Bildens huvudsakliga effekt var betydande [F(1,30) = 6.406, p = 0.017, η2p
= 0.176]. Smärtsamma bilder framkallade signifikant fler negativa amplituder än de icke-smärtsamma bilderna (-6.301 ± 0.745 μV och -5.650 ± 0.769 μV). Huvudeffekten av gruppen var inte signifikant [F(1,30) = 0.039, p = 0.845, η2p = 0.001]. Interaktionen mellan grupp × bild var signifikant [F(1,30) = 6.838, p = 0.016, η2p
= 0.177]. Parvisa jämförelser visade att amplituderna som framkallades av de smärtsamma bilderna var signifikant mer negativa än amplituderna som framkallades av de icke-smärtsamma bilderna endast i HC-gruppen (-6.481 ± 1.088 μV och -5.176 ± 1.054 μV, p = 0.001) men inte i IAD-gruppen (-6.124 ± 1.088 μV och -6.122 ± 1.054 μV, p = 0.577) (figurer 2, 4A och tabell 2).
FIGUR 2. Det stora genomsnittet för Fz och FCz och topografi av N2 under alla fyra förhållanden [Smärtsamma bilder i HC-gruppen (HC_P); Icke-smärtsamma bilder i HC-gruppen (HC_NP); Smärtsamma bilder i IAD-gruppen (IAD_P); och icke-smärtsamma bilder i IAD-grupp (IAD_NP)]. Tidsfönstret för topografin motsvarade det täckta området med grå kvadrat.
FIGUR 3. Det stora genomsnittet på P3, Pz och P4; topografin för P3 under alla fyra förhållanden (tidsfönstret för topografin motsvarade det grå kvadratiska täckta området).
FIGUR 4. Interaktioner av bild × grupp på N2 (A) och P (B) (***p <0.001; **p < 0.01; ns, inte signifikant).
TABELL 2. Beskrivande statistik för händelserelaterade potentiella (ERP) data.
P3. Bildens huvudsakliga effekt var betydande [F(1,30) = 17.668, p <0.001, ηp2 = 0.3371]. Smärtsamma bilder framkallade betydligt större amplituder än de icke-smärtsamma bilderna (7.350 ± 0.799 μV och 5.998 ± 0.679 μV). Huvudeffekten av gruppen var inte signifikant [F(1,30) = 0.989, p = 0.328, η2p
= 0.032]. Interaktionen mellan grupp × bild var signifikant [F(1,30) = 6.283, p = 0.018, η2p
= 0.173]. Parvisa jämförelser visade att skillnaden mellan de smärtsamma och de icke-smärtsamma bilderna endast var signifikant i HC-gruppen (8.473 ± 1.130 μV och 6.316 ± 0.961 μV, sid < 0.001) men inte i IAD-gruppen (6.227 ± 1.130 μV och 5.681 ± 0.961 μV, sid = 0.240) (figurer 3, 4B och tabell 2).
LPP. Bildens huvudsakliga effekt var betydande [F(1,30) = 22.517, p <0.001, η2p
= 0.429]. Smärtsamma bilder framkallade betydligt större amplituder än icke-smärtsamma bilder (7.469 ± 0.761 μV och 5.787 ± 0.674 μV). Huvudeffekten av grupp [F(1,30) = 1.128, p = 0.297, η2p = 0.036] och interaktionen mellan bild × grupp [F(1,30) = 2.055, p = 0.162, η2p
= 0.064] var inte signifikanta.
Subjektiva rapporter och deras samband med neural aktivitet
Resultaten av korrelationsanalyserna visade att skillnaden mellan N2 (smärtsam och icke-smärtsam) var signifikant korrelerad med poängen för "PD" för IRI [r (30) = -0.407, p = 0.021] (Figur 5).
FIGUR 5. Korrelation mellan amplituder av N2 (smärtsam > icke-smärtsam) och PD-poäng.
Diskussion
Den aktuella studien undersökte den neurala grunden för empatiska svar på andras smärta i IAD. IAD-gruppen visade sig vara mindre diskriminerande än HC-gruppen för andras smärta i både de tidiga automatiska och i de senare kognitivt kontrollerade bearbetningsstadierna, vilket stöds av ERP-data. Dessa resultat överensstämmer med förslaget att IAD är förknippat med empatibrist (Melchers et al., 2015).
Det bör noteras att i litteraturen av ERP-studier med fokus på empati för smärta, fanns det studier som rapporterade en positiv förändring av det smärtsamma tillståndet jämfört med det icke-smärtsamma tillståndet (Fan och Han, 2008; Sheng och Han, 2012). Det fanns andra studier som rapporterade ett obetydligt resultat i de tidiga komponenterna, och det positiva skiftet observerades endast i de senare komponenterna som P3 och LPP (Meng et al., 2013). Dessutom finns det också studier som rapporterat ett mer negativt skifte i de tidiga komponenterna och ett mer positivt skifte i de senare komponenterna (Cui et al., 2016a,b). Denna inkonsekvens innebär att endast användning av amplituderna för ERP-komponenter för att indikera de neurala svaren var instabil. Vi föreslog att man skulle använda diskrimineringen mellan de smärtsamma och icke-smärtande stimulierna för att indikera hur väl stimuli bearbetades. Om de smärtsamma och icke-smärtsamma stimuli var differentierade under ett tillstånd men inte i det andra tillståndet, kan vi säga att stimuli bearbetades bättre i det förra. Denna logik har tillämpats i litteraturen (Ibanez et al., 2011; Cui et al., 2016a,b).
Den tidiga komponenten N1 har visat sig skilja smärtsam från icke-smärtande stimuli och har beskrivits som ett index för automatisk aktivering av affektiv upphetsning (Lyu et al., 2014). Vissa studier har rapporterat att observation av andras smärta inducerade en mer positiv N1-komponent än de icke-smärtsamma stimuli (Fan och Han, 2008; Han et al., 2008; Decety et al., 2010; Ibanez et al., 2011), medan andra rapporterade ingen effekt av att observera andras smärta på N1-amplituden (Mella et al., 2012; Lyu et al., 2014). Denna inkonsekvens mellan studier kan bero på metodologiska skillnader, såsom olika uppsättningar av stimuli. Men dessa inkonsekventa fynd tyder också på att effekten av bilderna på N1 inte var stabil och lätt kan påverkas av kontextuella faktorer. I den aktuella studien hittade vi inte signifikanta skillnader i N1 som svar på att titta på smärtsamma kontra icke-smärtsamma bilder i varken IAD- eller HC-gruppen.
N2-komponenten har föreslagits för att återspegla den tidiga automatiska känsligheten för andras smärta (Chen et al., 2012). Amplituden för N2 har rapporterats korrelera med de subjektiva betygen av affektiv empati och empatisk oroskalapoäng (Sessa et al., 2014). Intressant nog observerade vi en signifikant grupp × bildinteraktionseffekt på N2, där en skillnad i smärtsam kontra icke-smärtsam bildstimulus observerades i HC:erna, men inte i IAD:erna. Detta fynd tyder på att individer med IAD kan ha en minskad känslighet för andras smärta, när det gäller framkallande av känslomässig upphetsning och känslomässig delning.
Dessutom fann vi att skillnaden mellan N2 framkallad av smärtsamma och icke-smärtsamma bilder var signifikant korrelerad med poängen i PD-subskalan av IRI. Ju större skillnaden mellan smärtsamma och icke-smärtsamma tillstånd var, desto högre PD-poäng hade deltagaren. PD-skalan utformades för att mäta det obehag som genereras som svar på att observera andra i smärta. Tidigare studier antydde att den automatiska affektiva delning med andras känslomässiga erfarenheter kan leda till PD (Preston och de Waal, 2002; Gallese, 2003; Lamm et al., 2007). Denna signifikanskorrelation antydde att diskrimineringen mellan smärtsamma och icke-smärtsamma stimuli i tidsfönstret för N2 återspeglade nivån av obehag som inducerades av affektiv delning med andras smärta. Dessutom, när man jämförde IRI-poängen mellan de två grupperna, var den enda signifikanta skillnaden att poängen för PD: HCs poäng var signifikant högre än IADs poäng. Detta resultat stödde också att den affektiva delning med andras smärta var olika i de två grupperna.
Vi observerade en liknande grupp × bildinteraktion på P3-komponenten där större P3-amplitud utlöstes som svar på att titta på smärtsamma bilder än icke-smärtsamma bilder endast i HC-gruppen, men inte i IAD-gruppen. P3-amplitud har associerats med motivationsbetydelse, upphetsningsnivå och inverkan av dessa faktorer på mental resursallokering (Olofsson et al., 2008). I allmänhet framkallar mycket framträdande, upphetsande eller motiverande stimuli större P3 (Delplanque et al., 2004; Nieuwenhuis et al., 2005). Det har visat sig att P3-amplituder framkallade hos läkarna var relativt okänsliga för distinktionen mellan smärtsamma och icke-smärtsamma stimuli jämfört med andra kontrolldeltagare som inte är läkare, kanske på grund av läkarens tillvänjning (Decety et al., 2010). En liknande P3-okänslighet i IAD-gruppen antydde att individer med IAD kan tilldela mindre uppmärksamhetsresurser till bearbetning av andras smärta och kan vara mindre känslomässigt involverade i andras smärta.
Dessutom var det värt att nämna att resultaten som presenteras här inte nödvändigtvis indikerar ett orsakssamband mellan de empatiska bristerna och IAD. Medför internetberoendet brist på empati eller är de personer som saknar empati mer sårbara för beroende? Som antyddes av en nyligen genomförd granskning och några studier kan empati ha en skyddande funktion när det gäller att motstå missbruk (Massey et al., 2017). Till exempel fann en studie att en större förmåga att känna igen ansiktsuttryck av sorg, ilska och rädsla hos andra var oberoende associerad med en lägre sannolikhet för rökning under graviditeten för kvinnor med en genetisk predisposition för känsligheten i sociala sammanhang (Massey et al., 2015). Barn med ett allvarligt underskott i affektiv empati kan löpa ökad risk för tidig användning av droger (Frick and White, 2008; Swendsen et al., 2010). Dessutom, i IAD-populationen var antalet män betydligt högre än kvinnors medan kvinnor rapporterade att de hade en signifikant högre nivå av empati än män (Han et al., 2008; Jang och Ji, 2012; Becker et al., 2017). Som sådan bestämmer den föreliggande studien bara förekomsten av empatiska brister i IAD, men fler longitudinella studier behövs för att fastställa orsakssambandet mellan empati och IAD.
Sammanfattningsvis antydde de aktuella resultaten att IAD visade minskad känslighet för andras smärta. Specifikt antyder de minskade smärtsamma kontra icke-smärtsamma bildstimulusskillnaderna i N2- och P3-amplitud i IADs, i förhållande till HC:er, att de har minskat känslomässig upphetsning och känslomässig delning såväl som allokeringen av uppmärksamhetsresurser till andras smärta. Dessa fynd kan hjälpa till att belysa den försämrade sociala funktion som observeras vid IAD.
Begränsningar
En begränsning av denna studie var att det inte fanns några subjektiva mått på sociala underskott. Även om ERP-index stöder att IAD är mindre diskriminerande än HC för andras smärta, försvagar bristen på beteendemätning vårt argument. Denna brist på betydelse i beteendedata kan bero på de små urvalsuppsättningarna (n = 16 i varje grupp). Mer subjektiva mått på empatisk förmåga eller större urvalsuppsättning bör samlas in i ytterligare undersökningar. Till exempel, istället för att bara be deltagarna att bedöma om bilden är smärtsam, kan vi be dem bedöma hur smärtsamt personen känner eller hur obehaglig andras smärta får dem att känna. Korrelationerna mellan dessa subjektiva mätningar och ERP-index kan bättre associera upptäckten av neurala aktiviteter till beteendestörningar.
Författarbidrag
FC designade experimentet. CJ och TW samlade in och analyserade data. CJ, TW och XP skrev huvudmanuskriptet. FC och CJ förberedde siffror. Alla författare granskade manuskriptet.
Finansiering
Denna studie finansierades av National Natural Science Foundation of China: 31500877, 31600889, och Outstanding Young Faculty Award i Guangdongprovinsen: YQ2014149.
Intresseanmälan
Författarna förklarar att forskningen genomfördes i avsaknad av kommersiella eller finansiella relationer som kan tolkas som en potentiell intressekonflikt.
Referensprojekt
Bacigalupo, F., och Luck, SJ (2015). Tilldelningen av uppmärksamhet och arbetsminne i visuell trängsel. J. Cogn. Neurosci. 27, 1180 – 1193. doi: 10.1162 / jocn_a_00771
Balconi, M., Venturella, I. och Finocchiaro, R. (2017). Bevis från belöningssystem, FRN och P300 effekt vid internetberoende hos ungdomar KORT TITEL: belöningssystem och EEG vid internetberoende. Brain Sci. 7:E81. doi: 10.3390/brainsci7070081
Becker, JB, McClellan, ML och Reed, BG (2017). Könsskillnader, kön och beroende. J. Neurosci. Res. 95, 136 – 147. doi: 10.1002 / jnr.23963
Brand, M., Young, KS och Laier, C. (2014). Prefrontal kontroll och internetberoende: en teoretisk modell och översyn av neuropsykologiska och neuroimaging-fynd. Främre. Brum. Neurosci. 8: 375. doi: 10.3389 / fnhum.2014.00375
Chen, C., Yang, CY och Cheng, Y. (2012). Sensorimotorisk resonans är ett resultat men inte en plattform för att förutse skada på andra. Soc. Neurosci. 7, 578-590. doi: 10.1080 / 17470919.2012.686924
Cui, F., Ma, N. och Luo, YJ (2016a). Moraliskt omdöme modulerar neurala svar på uppfattningen av andras smärta: en ERP-studie. Sci. Rep. 6: 20851. doi: 10.1038 / srep20851
Cui, F., Zhu, X., Duan, F. och Luo, Y. (2016b). Instruktioner om samarbete och konkurrens påverkar de neurala svaren på andras smärta: en ERP-studie. Soc. Neurosci. 11, 289-296. doi: 10.1080 / 17470919.2015.1078258
Davis, MH (1983). Att mäta individuella skillnader i empati: bevis för ett flerdimensionellt tillvägagångssätt. J. Pers. Soc. Psychol. 44, 113-126. doi: 10.1037 / 0022-3514.44.1.113
Decety, J. och Jackson, PL (2004). Den funktionella arkitekturen för mänsklig empati. Behav. Cogn. Neurosci. Varv. 3, 71-100. doi: 10.1177 / 1534582304267187
Decety, J. och Lamm, C. (2006). Mänsklig empati genom den sociala neurovetenskapens lins. ScientificWorldJournal 6, 1146-1163. doi: 10.1100/tsw.2006.221
Decety, J., Yang, CY och Cheng, Y. (2010). Läkare nedreglerar sitt smärtempatisvar: en händelserelaterad hjärnpotentialstudie. NeuroImage 50, 1676-1682. doi: 10.1016 / j.neuroimage.2010.01.025
Delorme, A. och Makeig, S. (2004). EEGLAB: en öppen källkodsverktygslåda för analys av EEG-dynamik i en enda försök inklusive oberoende komponentanalys. J. Neurosci. metoder 134, 9-21. doi: 10.1016 / j.jneumeth.2003.10.009
Delplanque, S., Lavoie, ME, Hot, P., Silvert, L. och Sequeira, H. (2004). Modulering av kognitiv bearbetning genom emotionell valens studerad genom händelserelaterade potentialer hos människor. Neurosci. Lett. 356, 1–4. doi: 10.1016/j.neulet.2003.10.014
D'Hondt, F., Billieux, J. och Maurage, P. (2015). Elektrofysiologiska korrelat av problematisk internetanvändning: kritisk granskning och perspektiv för framtida forskning. Neurosci. Biobehav. Varv. 59, 64-82. doi: 10.1016 / j.neubiorev.2015.10.005
D'Hondt, F. och Maurage, P. (2015). Elektrofysiologiska studier i internetberoende: en översyn inom ramen för dubbelprocess. Missbrukare. Behav. 64, 321-327. doi: 10.1016 / j.addbeh.2015.10.012
Dong, G., Zhou, H. och Zhao, X. (2011). Manliga internetmissbrukare visar nedsatt exekutiva kontrollförmåga: bevis från en färg-ord Stroop-uppgift. Neurosci. Lett. 499, 114–118. doi: 10.1016/j.neulet.2011.05.047
Engelberg, E. och Sjoberg, L. (2004). Internetanvändning, sociala färdigheter och anpassning. Cyberpsychol. Behav. 7, 41-47. doi: 10.1089 / 109493104322820101
Fan, Y. och Han, S. (2008). Temporell dynamik hos neurala mekanismer involverade i empati för smärta: en händelserelaterad hjärnpotentialstudie. Neuropsychologia 46, 160-173. doi: 10.1016 / j.neuropsychologia.2007.07.023
Frick, PJ och White, SF (2008). Forskningsöversikt: betydelsen av känslolös-emotionella egenskaper för utvecklingsmodeller av aggressivt och antisocialt beteende. J. Child Psychol. Psykiatri 49, 359-375. doi: 10.1111 / j.1469-7610.2007.01862.x
Gallese, V. (2003). Rötterna till empati: den delade mångfaldiga hypotesen och den neurala grunden för intersubjektivitet. psykopatologi 36, 171-180. doi: 10.1159 / 000072786
Grant, JE, Potenza, MN, Weinstein, A. och Gorelick, DA (2010). Introduktion till beteendemissbruk. Am. J. Drug Alcohol Abuse 36, 233-241. doi: 10.3109 / 00952990.2010.491884
Han, S., Fan, Y. och Mao, L. (2008). Könsskillnad i empati för smärta: en elektrofysiologisk undersökning. Brain Res. 1196, 85 – 93. doi: 10.1016 / j.brainres.2007.12.062
He, JB, Liu, CJ, Guo, YY och Zhao, L. (2011). Brister i uppfattningen i tidigt skede hos överdrivna internetanvändare. Cyberpsychol. Behav. Soc. End. 14, 303-308. doi: 10.1089 / cyber.2009.0333
Hetu, S., Taschereau-Dumouchel, V., och Jackson, PL (2012). Att stimulera hjärnan att studera sociala interaktioner och empati. Brain Stimul. 5, 95–102. doi: 10.1016/j.brs.2012.03.005
Ibanez, A., Hurtado, E., Lobos, A., Escobar, J., Trujillo, N., Baez, S., et al. (2011). Subliminal presentation av andra ansikten (men inte det egna ansiktet) initierar beteendemässig och framkallad kortikal bearbetning av empati för smärta. Brain Res. 1398, 72 – 85. doi: 10.1016 / j.brainres.2011.05.014
Jang, MH och Ji, ES (2012). Könsskillnader i samband mellan föräldrars problem att dricka och tidiga ungdomars internetberoende. J. Spec. Pediatr. Sjuksköterskor. 17, 288-300. doi: 10.1111 / j.1744-6155.2012.00344.x
Jung, TP, Makeig, S., Westerfield, M., Townsend, J., Courchesne, E. och Sejnowski, TJ (2001). Analys och visualisering av händelserelaterade potentialer i enstaka försök. Brum. Brain Mapp. 14, 166-185. doi: 10.1002 / hbm.1050
Kupferberg, A., Bicks, L. och Hasler, G. (2016). Social funktion vid egentlig depression. Neurosci. Biobehav. Varv. 69, 313-332. doi: 10.1016 / j.neubiorev.2016.07.002
Kuss, DJ och Lopez-Fernandez, O. (2016). Internetberoende och problematisk Internetanvändning: en systematisk översyn av klinisk forskning. Världen J. Psykiatri 6, 143-176. doi: 10.5498 / wjp.v6.i1.143
Lai, CM, Mak, KK, Watanabe, H., Jeong, J., Kim, D., Bahar, N., et al. (2015). Internetberoendes förmedlande roll i depression, social ångest och psykosocialt välbefinnande bland ungdomar i sex asiatiska länder: en strukturell ekvationsmodelleringsmetod. Folkhälsan 129, 1224–1236. doi: 10.1016/j.puhe.2015.07.031
Lamm, C., Nusbaum, HC, Meltzoff, AN och Decety, J. (2007). Vad känner du? Användning av funktionell magnetisk resonanstomografi för att bedöma moduleringen av sensoriska och affektiva svar under empati för smärta. PLoS ONE 2: e1292. doi: 10.1371 / journal.pone.0001292
Luck, SJ och Gaspelin, N. (2017). Hur man får statistiskt signifikanta effekter i något ERP-experiment (och varför man inte borde). Psychophysiology 54, 146 – 157. doi: 10.1111 / psyp.12639
Lyu, Z., Meng, J. och Jackson, T. (2014). Effekter av orsak till smärta på bearbetning av smärta hos andra: en ERP-studie. Exp. Brain Res. 232, 2731–2739. doi: 10.1007/s00221-014-3952-7
Massey, SH, Estabrook, R., O'Brien, TC, Pine, DS, Burns, JL, Jacob, S., et al. (2015). Preliminära bevis för interaktionen mellan oxytocinreceptorgenen (oxtr) och ansiktsbehandling vid differentiering av prenatala rökmönster. Neurosci. Lett. 584, 259–264. doi: 10.1016/j.neulet.2014.10.049
Massey, SH, Newmark, RL och Wakschlag, LS (2017). Att förklara rollen av empatiska processer i missbruksstörningar: en konceptuell ram och forskningsagenda. Drug Alcohol Rev. doi: 10.1111/dar.12548 [Epub före tryckning].
Melchers, M., Li, M., Chen, Y., Zhang, W. och Montag, C. (2015). Låg empati förknippas med problematisk användning av Internet: empiriska bevis från Kina och Tyskland. Asiatiska J. Psychiatr. 17, 56 – 60. doi: 10.1016 / j.ajp.2015.06.019
Mella, N., Studer, J., Gilet, AL och Labouvie-Vief, G. (2012). Empati för smärta från tonåren till vuxen ålder: en händelserelaterad hjärnpotentialstudie. Främre. Psychol. 3: 501. doi: 10.3389 / fpsyg.2012.00501
Meng, J., Hu, L., Shen, L., Yang, Z., Chen, H., Huang, X., et al. (2012). Emotionella primtal modulerar svaren på andras smärta: en ERP-studie. Exp. Brain Res. 220, 277–286. doi: 10.1007/s00221-012-3136-2
Meng, J., Jackson, T., Chen, H., Hu, L., Yang, Z., Su, Y., et al. (2013). Smärtuppfattning i jaget och andras observation: en ERP-undersökning. NeuroImage 72, 164-173. doi: 10.1016 / j.neuroimage.2013.01.024
Negd, M., Mallan, KM, och Lipp, OV (2011). Rollen av ångest och perspektivtagande strategi på affektiva empatiska svar. Behav. Res. Ther. 49, 852-857. doi: 10.1016/j.brat.2011.09.008
Nieuwenhuis, S., Aston-Jones, G. och Cohen, JD (2005). Beslutsfattande, P3 och locus coeruleus-noradrenalinsystemet. Psychol. Tjur. 131, 510-532. doi: 10.1037 / 0033-2909.131.4.510
Olofsson, JK, Nordin, S., Sequeira, H. och Polich, J. (2008). Affektiv bildbehandling: en integrerad genomgång av ERP-resultat. Biol. Psychol. 77, 247-265. doi: 10.1016 / j.biopsycho.2007.11.006
Preston, SD och de Waal, FB (2002). Empati: dess ultimata och närliggande baser. Behav. Brain Sci. 25, 1-20.
Rutgen, M., Seidel, EM, Riecansky, I. och Lamm, C. (2015). Minskning av empati för smärta genom placebo-analgesi tyder på funktionell likvärdighet mellan empati och förstahandsupplevelse av känslor. J. Neurosci. 35, 8938-8947. doi: 10.1523 / JNEUROSCI.3936-14.2015
Sanders, C., Field, TM, Diego, M. och Kaplan, M. (2000). Förhållandet mellan internetanvändning och depression och social isolering bland ungdomar. Ungdom 35, 237 – 242
Sessa, P., Meconi, F., Castelli, L., och Dell'Acqua, R. (2014). Att ta sig tid att känna smärta från andra raser: en händelserelaterad potentiell undersökning om tidsförloppet för gränsöverskridande empati. Soc. Cogn. Påverka. Neurosci. 9, 454–463. doi: 10.1093/scan/nst003
Sheng, F. och Han, S. (2012). Manipulationer av kognitiva strategier och relationer mellan grupper minskar rasfördomen i empatiska neurala svar. NeuroImage 61, 786-797. doi: 10.1016 / j.neuroimage.2012.04.028
Swendsen, J., Conway, KP, Degenhardt, L., Glantz, M., Jin, R., Merikangas, KR, et al. (2010). Psykiska störningar som riskfaktorer för missbruk, missbruk och beroende: resultat från 10-årsuppföljningen av National Comorbidity Survey. Addiction 105, 1117-1128. doi: 10.1111 / j.1360-0443.2010.02902.x
Tam, P. och Walter, G. (2013). Problematisk internetanvändning i barndom och ungdom: evolution of a 21st century affliction. Australas. Psykiatri 21, 533-536. doi: 10.1177 / 1039856213509911
Wang, T., Ge, Y., Zhang, J., Liu, J. och Luo, W. (2014). Förmågan till smärtempati bland urbana internetberoende efterlämnade barn i Kina: en händelserelaterad potentiell studie. Comput. Brum. Behav. 33, 56-62. doi: 10.1016 / j.chb.2013.12.020
Wei, HT, Chen, MH, Huang, PC, och Bai, YM (2012). Sambandet mellan onlinespel, social fobi och depression: en internetundersökning. BMC psykiatri 12:92. doi: 10.1186/1471-244X-12-92
Yen, JY, Yen, CF, Chen, CC, Chen, SH och Ko, CH (2007). Familjefaktorer för internetberoende och erfarenhet av droganvändning hos taiwanesiska tonåringar. Cyberpsychol. Behav. 10, 323-329. doi: 10.1089 / cpb.2006.9948
Young, KS (1998a). Fångad i nätet: Hur man känner igen tecknen på internetberoende – och en vinnande strategi för återhämtning. New York, NY: Wiley.
Young, KS (1998b). Internetberoende: uppkomsten av en ny klinisk sjukdom. Cyberpsychol. Behav. 1, 237–244. doi: 10.1007/s10899-011-9287-4
Zung, WW (1965). En självskattande depressionsskala. Båge. Gen. Psykiatri 12, 63-70. doi: 10.1001 / archpsyc.1965.01720310065008
Zung, WW (1971). Ett betygsinstrument för ångestsyndrom. Psychosomatics 12, 371–379. doi: 10.1016/S0033-3182(71)71479-0
Nyckelord: Internetberoendesyndrom (IAD), empati, ERP, N2, P3
Citat: Jiao C, Wang T, Peng X och Cui F (2017) Impaired Empathy Processing in Individuals with Internet Addiction Disorder: An Event-Related Potential Study. Främre. Brum. Neurosci. 11: 498. doi: 10.3389 / fnhum.2017.00498
Mottaget: 07 augusti 2017; Godkänd: 27 september 2017;
Publicerad: 10 oktober 2017.
Redigerad av:
Alessio Avenanti, Università di Bologna, Italien
Recenserad av:
Ruolei Gu, University of Chinese Academy of Sciences (UCAS), Kina
Markus Rütgen, Wiens universitet, Österrike
Copyright © 2017 Jiao, Wang, Peng och Cui. Detta är en artikel med öppen tillgång som distribueras under villkoren i Creative Commons Attribution License (CC BY). Användning, distribution eller reproduktion i andra forum är tillåten, förutsatt att den ursprungliga författaren eller licensgivaren krediteras och att den ursprungliga publikationen i denna tidskrift är citerad i enlighet med godkänd akademisk praxis. Ingen användning, distribution eller reproduktion tillåts som inte överensstämmer med dessa villkor.
*Korrespondens: Fang Cui, [e-postskyddad]
†Dessa författare har bidragit lika till detta arbete.
;
