Vad skulle min avatar göra? Spel, patologi och riskabelt beslutsfattande (2013)

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

Abstrakt

Det senaste arbetet har avslöjat en relation mellan patologisk användning av videospel och ökad impulsivitet bland barn och ungdomar. Några studier har också visat ökat risktagande utanför videospelmiljön efter spelet, men detta arbete har till stor del fokuserat på en genre av videospel (dvs. racing). Motiverad av dessa resultat var syftet med den aktuella studien att undersöka förhållandet mellan patologisk och icke-patologisk användning av videospel, impulsivitet och riskabelt beslutsfattande. Den aktuella studien undersökte också förhållandet mellan erfarenhet med två av de mest populära genrerna av videospel [dvs. första person shooter (FPS) och strategi] och riskabelt beslutsfattande. I överensstämmelse med tidigare arbete uppfyllde ~ 7% av det aktuella urvalet av vuxna i collegeåldern kriterierna för patologisk videospel. Antalet spenderade timmar per vecka var förknippat med ökad impulsivitet för en självrapporteringsåtgärd och på uppgiften om temporär diskontering (TD). Denna relation var känslig för genren av videospel; specifikt, erfarenhet med FPS-spel var positivt korrelerat med impulsivitet, medan erfarenhet med strategispel var negativt korrelerat med impulsivitet. Timmar per vecka och patologiska symtom förutspådde större risktagande i riskuppgiften och Iowa Gambling-uppgiften, åtföljd av sämre totalprestanda, vilket indikerar att även när riskabla val inte lönade sig, individer som tillbringade mer tid på spel och godkände fler symtom på patolog spel fortsatte att göra dessa val. Baserat på dessa data föreslår vi att förekomsten av patologiska symtom och genren av videospel (t.ex. FPS, strategi) kan vara viktiga faktorer för att bestämma hur mängden spelupplevelse relaterar till impulsivitet och riskabla beslut.

Nyckelord: videospel, beslutsfattande, risk, patologisk användning av videospel, impulsivitet, belöningsbearbetning

Tidigare forskning har visat att videospel upplever påverkan kognition och känslor på flera sätt (West och Bailey, 2013). Exempelvis är större videospelupplevelser förknippade med minskad användning av proaktiv kognitiv kontroll (Kronenberger et al., 2005; Mathews et al., 2005; Bailey et al., 2010), skillnader i upplevelse och uttryck för positiv och negativ påverkan (Bartholow et al., 2006; Kirsh och monteringar, 2007; Bailey et al., 2011), och en ökning av antalet symtom som är förknippade med ADHD, särskilt för individer som visar patologiskt videospel (PVP; Gentile, 2009; Gentile et al., 2011; Pawlikowski och Brand, 2011). Resultat från flera studier visar att effektiviteten i beslutsfattandet modereras av känslor, verkställande eller kognitiv kontroll och närvaron av kemiskt och beteendemissbruk (Tanabe et al., 2007; Weber och Johnson, 2009; Figner och Weber, 2011). Med tanke på sambandet mellan videospelupplevelse, PVP, och känslor och kognitiv kontroll kan man förvänta sig att videospelupplevelsen skulle ha en skadlig effekt på effektiviteten i beslutsfattandet. Till stöd för denna hypotese har ett fåtal studier visat att exponering för racing-videospel kan påverka verkliga beslutsfattande relaterade till körbeteende (Fischer et al., 2009; Beullens et al., 2011). Den nuvarande studien sträcker sig över befintliga bevis genom att undersöka förhållandet mellan andra genrer av videospel [dvs. första person shooter (FPS) och strategi], PVP och riskabla beslutsfattande i ett spelkontext.

Forskning som undersöker förhållandet mellan videospel och riskfyllda beslutsfattande har huvudsakligen fokuserat på effekterna av racingvideospel på attityder till och engagera sig i riskabelt körbeteende (t.ex. fortkörning, rolig ridning, street racing; se Fischer et al., 2011). Baserat på självrapporteringsåtgärder är tid som spela racingvideospel positivt förknippad med deltagande i riskfylld körning bland ungdomar och vuxna, särskilt män (Beullens et al., 2011) och negativt förknippade med försiktig körning (Fischer et al., 2007). Vidare ökar laboratoriexponering för racingspel positiva inställningar till risktagande och större risktagande i en datorsimulerad köruppgift (Fischer et al., 2007, 2009), vilket delvis kan bero på större självuppfattning som en riskabel förare (Fischer et al., 2009). Dessutom verkar racingvideospel vara mest attraktiva för individer som är benägna att öka risken för bilolyckor och dödsfall (National Highway Traffic Safety Administration, 2009). Baserat på dessa upptäckter verkar det som att långvarig och kortvarig exponering av videospel kan leda till förändringar i attityder till och engagemang i beteenden som exemplifieras i spelet.

Patologisk användning av videospel utgör ett betydande problem för 8 – 9% av barn och ungdomar (Gentile, 2009; Gentile et al., 2011). Personer med fler PVP-symtom rapporterar att de spelar videospel oftare och under längre perioder, hoppar över andra aktiviteter (t.ex. läxor, sysslor) för att spela videospel och använder videospel för att undkomma sina problem oftare än sina kamrater. Större PVP-symptomologi är också kopplad till rapporter om ökad aggression och impulsivitet, dålig prestanda i skolan och förhöjda nivåer av symtom relaterade till depression och ADHD (Gentile et al., 2011).

Patologiska spel kan också vara relaterade till en ökning av riskfyllda beslutsfattande. Pawlikowski och Brand (2011) undersökte individuella skillnader i överdriven spel på internet och prestanda i Game of Dice-uppgiften, ett mått på riskabelt beslutsfattande. I den här uppgiften försöker deltagaren att tjäna så mycket pengar som möjligt genom att gissa vilket nummer som skulle komma upp från rullningen av en 6-sidig dyn. Överdriven Internet-spelare valt alternativ med låg sannolikhet oftare än icke-spelare, vilket resulterade i större förluster. Detta beteende liknar det som visas av personer med spelproblem (Cavedini et al., 2002; Brand et al., 2005). Detta arbete tyder på att patologiskt spel är positivt förknippat med större impulsivitet och risktagande, utöver tiden för spenderad tid.

Bevis från studier som undersöker substansanvändning och problemspel kan ge insikt i hur PVP påverkar riskabelt beslutsfattande. Ämnesanvändning (Kirby et al., 1999; Mitchell, 1999; Kim et al., 2011) och problemspel (Brand et al., 2005; Slutske et al., 2005; Tanabe et al., 2007) är kopplade till ökningar i riskfyllda beslutsfattande genom en eller flera av följande vägar: störande verkställande funktioner, förändrad känslighet för positiva och negativa resultat eller ökad impulsivitet. Till exempel presterar alkoholberoende patienter sämre med Iowa Gambling Task (IGT; Kim et al., 2011), tar längre tid att lära av negativa resultat (dvs. fortsatte att välja kort från de "dåliga" däcken) jämfört med icke-alkoholberoende patienter. Patologiskt spel har förknippats med minskad prefrontal aktivitet på höger halvklot under IGT, vilket antagligen återspeglar förändringar i beslutsfattande som involverar risk (Tanabe et al., 2007). Effekterna av nikotin på impulsivitet har studerats i stor utsträckning med användning av den temporära diskonteringsuppgiften (t.ex. Mitchell, 1999; Ohmura et al., 2005) där deltagarna väljer mellan mindre belöningar som levereras omedelbart eller efter en kort försening och större belöningar som levereras efter en längre fördröjning (Loewenstein och Thaler, 1989; Läsa, 2004). Att välja den mindre, omedelbara belöningen kan tolkas för att återspegla större impulsivitet. Cigarettrökare är konsekvent mer impulsiva för denna uppgift än icke-rökare (Mitchell, 1999; Reynolds et al., 2004). Dessutom korreleras i vilken utsträckning rökare diskonterar försenade monetära vinster med deras dagliga nikotinintag (Reynolds et al., 2004; Ohmura et al., 2005). Dessa fynd indikerar att missbruk och problemspel är positivt förknippade med impulsivt urval av omedelbara belöningar, eventuellt till följd av försvagad kontroll över beteende.

Tävlingsvideospel verkar vara främsta riskrelaterade tankar och riskabelt körbeteende emellertid är det ännu oklart om olika genrer av videospel också kan vara riskabla beslutsfattande inom andra domäner. Det finns dock bevis för att vissa genrer av videospel kan ha olika effekter på kognitiv kontroll, en uppsättning förmågor som gör att man kan upprätthålla målstyrd informationsbehandling (Basak et al., 2008; Bailey et al., 2010). Till exempel i en individuell skillnadsstudie (Bailey et al., 2010), fann att erfarenheterna med FPS-videospel var korrelerade med en minskning av proaktiv kontroll (aktivt, fortlöpande underhåll av målrelevant information) och inte var korrelerat med reaktiv kontroll (just-in-time mobilisering av kontroll efter konflikt upptäcks; Braver , 2012). Dessutom, Swing (2012) visade att 10 h av FPS-erfarenhet resulterade i en minskning av användningen av proaktiv kontroll i en träningsstudie. Dessa fynd kan indikera att FPS-spelare kan vara mer benägna att fatta sina beslut i ögonblicket snarare än efter tankeväckande överväganden, en tendens som kan visa sig vara en preferens för omedelbar belöning snarare än långsiktig bedömning av riskerna och fördelarna. Till skillnad från FPS-spel kan strategievideospel främja en ökning av noggrann planering och verkställande kontroll av beteende. Basak et al. (2008) visade att 23.5 h träning på ett strategievideospel förbättrade förändringsförmågan och arbetsminnet. Detta forskningsområde är relevant för den aktuella studien eftersom liknande nervstrukturer är involverade i kognitiv kontroll och beslutsfattande (Steinberg, 2008; Christopoulos et al., 2009). Därför kan effekterna av exponering för videospel på dessa hjärnområden också ha konsekvenser för effektiviteten i beslutsfattandet.

Målet med den aktuella studien var att utvidga Fischer et al. (2007, 2009) till andra videospelspelgenrer och beslutsförhållanden för att ge en mer omfattande förståelse för hur videospelupplevelser är relaterade till riskabla beslutsfattande. För att uppnå detta mål användes flera beslutsuppgifter med risk. Vi fokuserade på FPS och strategievideospel på grund av deras fortsatta popularitet bland spelare (NDP Group, 2010), liksom deras potential att påverka beslutsfattande på motsatta sätt. I den aktuella studien rapporterade individer tidigare erfarenhet av videospel (dvs. timmar spelade per vecka, PVP-symtom och genre) och slutförde en uppsättning enkäter och datoriserade uppgifter som bedömde riskabla beslut. Kanonisk korrelationsanalys (CCA) användes för att undersöka de latenta förhållandena mellan videospelupplevelse, PVP och kön (dvs. prediktorvariabler) och mått på riskabla beslutsfattande (dvs beroende variabler). Baserat på tidigare arbete (Gentile, 2009; Gentile et al., 2011), vi ansåg att det genomsnittliga antalet timmar som spenderade videospel per vecka och antalet godkända patologiska symtom skulle förutsäga ökad impulsivitet, förspänning mot omedelbara eller större belöningar och ökat urval av de mer riskfyllda alternativen. FPS och strategispelspel förväntades vara differentierade med riskabla beslut; FPS-spelare förväntades vara mer impulsiva och känsliga för belöningar, medan strategispelare förväntades välja färre riskfyllda alternativ och vara mer känsliga för negativa resultat. Interaktioner mellan timmar, PVP och genre undersöktes också för att avgöra om effekterna av hur mycket tid som spenderas på videospel och samuppträdandet av patologi skulle moderera någon av förhållandena till genren.

Metod

Deltagare

Deltagarna var 149 studenter (70 kvinnor) från Iowa State University i ålder från 16 till 30 år. På grund av ett fel i programvaran förlorades data för testfasen för den probabilistiska selektionsuppgiften för en deltagare. Informerat samtycke erhölls från alla deltagare och de fick kurspoäng för sitt deltagande. Studien godkändes av Institutional Review Board vid universitetet.

Material och design

Frågeformulär för medieanvändning

Frågeformuläret för medieanvändning inkluderade tre högre ordningsfrågor. Två frågor ställde individen att ange antalet timmar som använts för att spela videospel på en typisk veckodag (fråga 1, måndag till fredag) eller helg (fråga 2, lördag och söndag) för var och en av fyra tidsperioder (6 till 12.00, middag) till 6 pm, 6 pm till midnatt och midnatt till 6 am). Den tredje frågan frågade deltagaren att ange hur ofta han / han spelar var och en av 12 olika genrer av videospel och vilket videospel de tillbringade mest tid på att spela. De beroende variablerna som användes var det totala antalet timmar som använts för att spela videospel per vecka och klassificering som en FPS- eller strategivideospelspelare (0 eller 1) baserat på genren för det videospel som de rapporterade spela oftast. Den interna tillförlitligheten var hög för antalet spelade timmar (koefficient α = 0.85) och för mängden erfarenhet av genrer av videospel (koefficient α = 0.87).

Patologisk spelskala

En reviderad version av PVP-skalan (Gentile, 2009; Gentile et al., 2011) bestod av 13 objekt som baserades på DSM-IV-kriterierna för spelberoende. Deltagarna svarade på varje fråga genom att välja "ja", "nej", "ibland" eller "vet inte." Den beroende variabeln var antalet frågor som de svarade ”ja” på (1–13). Den interna tillförlitligheten för det aktuella provet var acceptabel (koefficient α = 0.60).

Barratt impulsivitetsskala

Barratt Impulsivity Scale Version 11 (BIS-11; Patton et al., 1995) användes för att mäta allmän impulsivitet. BIS-11 består av 30-uttalanden (t.ex. byter jag hobby; jag planerar för jobbsäkerhet) och för varje uttalande som deltagarna väljs bland följande alternativ: "Sällan / aldrig", "Ibland", "Ofta" eller "Nästan" alltid / alltid. ”För poäng kodades svar numeriskt från 1 (sällan / aldrig) till 4 (nästan alltid / alltid) och summerades för att få en total poäng (0 – 20). Högre poäng indikerar större nivåer av impulsivitet. Den interna tillförlitligheten för BIS i det aktuella provet var hög (koefficient α = 0.75).

Risk-attitydsskala

En modifierad version av risk-attitydsskalan (RAS; Weber et al., 2002) inkluderade 20-uttalanden från de etiska, spelande och rekreationsunderskalorna för den ursprungliga åtgärden. Deltagarna indikerade hur troligt eller osannolikt de skulle vara med på det beteende som beskrivs i varje uttalande på en skala från 1 (mycket osannolikt) till 5 (mycket troligt). Den beroende variabeln var den genomsnittliga poängen för alla artiklar (1 – 5). Högre poäng reflekterar mer acceptabla attityder till risk. Måttets interna tillförlitlighet i det aktuella provet var hög (koefficient α = 0.76).

Iowa speluppgift

I IGT (Bechara et al., 1994) deltagarna valde en av fyra tokens i varje försök för att tjäna poäng. Varje token var associerad med sin egen uppsättning vinster och förluster. Deltagarna fick i uppdrag att försöka tjäna så många poäng som möjligt innan uppgiftens slut. Förstärkningen eller förlusten för varje token var förutbestämd för var och en av 100-försöken, så att val av två av token (cirkel eller kvadrat) på de flesta försöken resulterar i en nettovinst av poäng, medan man valde de andra två tokenna (kristall eller diamant) i de flesta försök resulterar det i en nettoförlust av poäng. Deltagarna fick inte höra vilka symboler som var "bra" och vilka var "dåliga." Efter att ett symbol togs ut informerades deltagaren om resultatet (vinst eller förlust) och det totala antalet poäng de hade tjänat. Tokenerna stod kvar på skärmen tills deltagaren gjorde ett val. Återkopplingen visades för 1500 ms, och svarsnycklarna var "i" (cirkel), "r" (kristall), "c" (kvadrat) och "m" (diamant). Den beroende variabeln var antalet gånger "dåliga" symboler valdes i de sista 20-studierna.

Temporal diskontering

TD-uppgiften liknade McClure et al. (2004). Deltagarna uppgav sin preferens i en serie val mellan ett mindre belopp som mottogs vid ett tidigare tillfälle och ett större belopp som mottogs vid ett senare tillfälle. Deltagarna instruerades att fatta varje beslut som om de skulle få det alternativ som de valde. De två första valen var fixerade så att deltagarna kunde lära sig att svara i uppgiften. Det första valet krävde deltagarna att välja mellan samma mängder pengar som var tillgängliga vid två olika förseningar (t.ex. $ 27.10 under 2 veckor kontra $ 27.10 i 1 månad och 2 veckor) och det andra valet krävde deltagarna att välja mellan två belopp där det tidigare beloppet är mindre än 1 procent av det senare beloppet (t.ex. $ 0.16 idag kontra $ 34.04 under 1 månad och 2 veckor). De återstående 40-försöken konstruerades genom att kombinera en av de tidiga förseningarna (idag, 2 veckor eller 1 månad) med en av de senare förseningarna (2 veckor, 1 månad) och en av följande procentuella skillnader i mängd pengar: 1, 3, 5, 10, 15, 25, 35, 50%. Den tidiga summan av pengar drogs slumpmässigt från ett intervall av $ 5 till $ 40 och sedan sattes det större beloppet till den angivna procentuella skillnaden. Alla kombinationer av tidiga förseningar, sena förseningar och procentuella skillnader användes exklusive de där den senare förseningen skulle vara mer än 6 månader efter experimentet. De två alternativen visades på vardera sidan av skärmen med den mindre, tidigare belöningen som alltid presenterades på vänster sida, och alternativen förblev på skärmen tills ett svar gjordes. En gul triangel som ligger under varje alternativ blev röd för 2000 ms efter svaret för att indikera valet. Detta följdes av en tom skärm för 2000 ms och sedan dök nästa val. Svarsknapparna var "v" för alternativet till vänster och "m" för alternativet till höger. Den beroende variabeln var procentandelen val där det tidigare / mindre beloppet valdes. Att välja det tidigare alternativet oftare indikerar större riskaversion.

Probabilistiskt urval

I den probabilistiska selektionsuppgiften (Frank et al., 2004), deltagarna tittade på tre stimulanspar (AB, CD, EF) presenterade slumpmässigt och instruerades att välja en av stimuli i varje par. Probabilistisk feedback presenterades efter varje urval. I det första paret, val av A ledde till positiv feedback (dvs "Rätt!") 80% av tiden och val av B ledde till negativ feedback (dvs "Fel") 20% av tiden. I det andra paret ledde val av C till positiv feedback 70% av tiden, och i det tredje paret ledde val av E till positiv feedback 60% av tiden. Deltagarna utförde tre inlärningsblock av 60-studier (20 för varje par). I det sista blocket tittade deltagarna på alla möjliga par av de sex stimuli fyra gånger vardera och fick ingen feedback om sina val. Stimulerna var sex japanska Hiragana-karaktärer som balanseras mellan de tre feedback-sannolikheterna (dvs. AB, CD, EF). I alla block kvarstod siffrorna på skärmen tills ett svar gjordes eller tills 4000 ms passerade om inget svar detekterades. I inlärningsblocken visades feedback för 1500 ms. Det fanns ett 500 ms svar-till-stimulusintervall i det slutliga blocket. Svarsknapparna var "v" för att välja figuren till vänster och "m" för att välja figuren till höger. De beroende variablerna var procentandelen försök där A valdes (Välj A) och B undviks (Undvik B) i det slutliga blocket. Större urval av A än undvikande av B i det slutliga blocket indikerar inlärning baserat på positiva snarare än negativa resultat. Större undvikande av B än val av A i det slutliga blocket indikerar lärande baserat på negativa resultat mer än positiva resultat.

Riskuppgift

I riskuppgiften (Knoch et al., 2006) presenterades deltagarna med sex rutor, var och en lika sannolikt att innehålla ett vinnande symbol. Vissa lådor var blå och andra rosa. Deltagarna fick i uppdrag att välja färgen på lådan som de trodde innehöll det vinnande symbolet. Om de valde korrekt fick de antalet poäng associerade med färgen de hade valt, men om de var felaktiga tappade de så många poäng. Två variabler manipulerades i denna uppgift. Risknivån avser förhållandet rosa och blå rutor som kan vara 5: 1, 4: 2 eller 3: 3. Till exempel, om det finns 5 blå rutor och 1 rosa ruta, finns det en 1 i 6 chans att den rosa rutan innehåller vinnande token; därför att välja rosa skulle vara mer riskfylld än att välja blått. Belöningsbalansen avser antalet poäng färgerna är värda och kan vara 90: 10, 80: 20, 70: 30 eller 60: 40. Färgen med färre rutor var alltid värt det större poängvärdet. I exemplet ovan, till exempel, att välja rosa skulle vara värt 90-poäng medan val av blått bara skulle vara värt 10-poäng. Deltagarna genomförde 100-studier. Fyra av dessa var kombinationer av 3: 3 risknivå med belöningsbalans och ingick inte i analysen. De återstående 96-studierna inkluderade alla andra möjliga kombinationer av risknivå, belöningsbalans och färg. Risknivån visades ovanför rutorna i varje försök och belöningsbalansen visades nedan. Lådan visas kvar på skärmen tills deltagaren svarade följt av återkoppling som visade utfallet och totala poäng för 1500 ms. Svarsknapparna var "v" för att välja rosa och "m" för att välja blått. De beroende variablerna för detta mått var den totala poängen i slutet av uppgiften (Risk Total) och procentandelen låg riskval (Low Risk).

Tillvägagångssätt

Alla stimuli presenterades med E-Prime 1.2-programvara (Psychology Software Tools, Pittsburgh, PA). Deltagarna undertecknade det informerade samtycket och slutförde BIS-11, patologisk spelskala, RAS och frågeformuläret för användningen av media. Hälften av deltagarna slutförde uppgifterna i följande ordning: TD, riskuppgift, Iowa Gambling Task och Probabilistic Selection; den andra hälften av deltagarna slutförde uppgifterna i omvänd ordning. Deltagarna avslutade också användbart synfält och stoppsignaluppgifter, men eftersom dessa data inte specifikt tar upp sambandet mellan videospel och riskabla beslut, rapporteras det inte här. Efter att uppgifterna hade slutförts delgavs deltagarna och tackades för deras deltagande. Hela studien tog ~ 90 min.

Resultat

Provkännetecken

Bord Table11 inkluderar medel, standardavvikelser och intervall för alla uppmätta variabler. Mer än hälften av provet (64%) rapporterade att de spelade videospel minst 2 timmar per vecka. Den genomsnittliga tiden som rapporterats för att spela videospel var 20.6 timmar per vecka (SD = 25.4, 25: e kvartilen = 0, 50: e kvartilen = 13, 75: e kvartilen = 34). Hanar rapporterade att de spelade fler timmar per vecka (M = 28.2, SD = 21.9) än kvinnor (M = 12.1, SD = 26.5), t(147) = 4.06, p <0.001. Patologiskt spel (dvs. att svara ”ja” på 6 eller fler av uttalandena på PVP-skalan) rapporterades av 7.4% (män = 13.9%, kvinnor = 0%) av provet, vilket överensstämde med frekvensen som observerades i andra prover av barn och ungdomar (Gentile, 2009; Gentile et al., 2011). Det genomsnittliga antalet patologiska spelsymptom var, M = 1.8, SD = 2.0. Män rapporterade fler symtom relaterade till patologisk spel (M = 2.7, SD = 2.1) än kvinnor (M = 0.8, SD = 1.2), t(147) = 6.90, p <0.001.

Tabell 1 

Beskrivande statistik för alla oberoende och beroende variabler.

Zero-order korrelationer

Korrelationer mellan alla variabler som ingår i analyserna presenteras i tabell Table2.2. Associeringsmönstret som observerats i dessa variabler sammanfattas kort innan man beaktar resultaten från CCA för att orientera läsaren till de grundläggande förhållandena som finns i datasatsen. Förutom de observerade variablerna beräknades fem tvåvägsinteraktionstermer (det vill säga antalet timmar som spenderades för att spela videospel per vecka (timmar) med PVP och de två genrerna av videospel (dvs. FPS och strategi) och PVP med de två genrerna). Sex (dummy-kodat: Man = 1, Kvinna = 2) var negativt korrelerat med timmar, FPS, PVP, RAS, timmar × PVP, timmar × FPS, timmar × strategi, PVP × FPS och PVP × strategi, vilket indikerar att han rapporterade större videospelupplevelse, patologisk spel och risktagande än kvinnor. Timmarna var positivt korrelerade med PVP, PVP × FPS och PVP × Strategi. FPS-spel korrelerades positivt med PVP. Strategispel korrelerades positivt med PVP och Hours × PVP. Antalet patologiska spelsymptom korrelerades positivt med Hours × FPS och Hours × Strategi. Dessa data indikerar att förekomsten av patologisk spel ökar med antalet timmar spenderade per vecka, och att detta är sant för både FPS och strategispel.

Tabell 2 

Korrelationer mellan alla variabler och interaktionstermer.

I överensstämmelse med våra hypoteser fanns det två associeringsmönster mellan videospelupplevelse och måtten på riskfyllda beslutsfattande (dvs. ökad impulsivitet, minskad känslighet för negativ feedback). Självrapporterad impulsivitet var positivt korrelerad med timmar och timmar × PVP, i överensstämmelse med tidigare arbete (Gentile et al., 2011). Valet av den tidigare, mindre belöningen i TD-uppgiften korrelerades positivt med FPS [FPS-spelare: M = 0.79, SD = 0.17; spelare som inte är FPS: M = 0.71, SD = 0.22; t(147) = -2.10, p = 0.04] och timmar × FPS (figur (Figure1A), 1A), överensstämmer med hypotesen att denna genre av videospel kan flytta en individs fokus mot omedelbara belöningar, vilket resulterar i mer impulsivt beslutsfattande.

Figur 1 

(A) Genomsnittlig andel tidiga val i den temporära diskonteringsuppgiften som en funktion av timmar och identifiering som en FPS-spelare. (B) Undvik B i den probabilistiska urvalsuppgiften som en funktion av identifiering som strategi-spelare. Felrad representerar .

Urval från dåliga däck i IGT korrelerades positivt med Hours × PVP (figur (Figure2A), 2A), som stöder idén att ökade timmar och patologi är relaterade till minskat lärande från negativa resultat. Andelen val av låg risk i riskuppgiften korrelerades negativt med timmar, timmar × PVP och timmar × FPS, vilket indikerar större risktagande bland spelare. Det är viktigt att den totala poängen i riskuppgiften korrelerades negativt med timmar och timmar × PVP (figur (Figure2B), 2B), vilket visar att valet av det mer riskfyllda alternativet oftare hade en skadlig effekt på de totala vinsterna för individer med mer spelupplevelse och PVP-symtom. På samma sätt var känsligheten för negativ feedback i den probabilistiska selektionsuppgiften negativt korrelerad med timmar, vilket ytterligare indikerar att man inte kunde lära av negativa resultat. Däremot korrelerades känsligheten för negativ feedback med strategispel (figur (Figure1B) .1B). Strategispelare (M = 0.72, SD = 0.25) undviker B oftare än spelare som inte är strategiska (M = 0.62, SD = 0.23), t(146) = -2.09, p = 0.04, som stöder hypotesen att denna genre kan uppmuntra spelare att lära av misstag och undvika att göra dem i framtiden.

Figur 2 

(A) Andel försök på vilka de "dåliga" däcken valdes i IGT och (B) totala poäng som erhållits i riskuppgiften som funktion av timmar och PVP-symtom. Felfält representerar medelvärdets standardfel.

Kanonisk korrelationsanalys

Att undersöka de latenta sambanden mellan videospelupplevelse och patologi (dvs. prediktorvariabler) och riskabla beslutsfattande (dvs beroende variabler; figur Figure3) 3) ett CCA genomfört. Fördelarna med att använda denna strategi och dess antaganden har beskrivits i Sherry och Henson (2005). Det är viktigt att CCA minskar risken för typ I-fel (dvs falska betydelsefulla föreningar) och samtidigt tillåter en utredare att utvärdera de multivariata delade relationerna mellan de två uppsättningarna variabler (dvs. videospelupplevelse och riskabla beslutsfattande). Analysen avslöjade nio funktioner med kvadratiska kanoniska korrelationer (R2c0.39, 0.28, 0.19, 0.14, 0.11, 0.05, 0.03, 0.02 och 0.01 för funktioner en till nio. Hela modellen var signifikant med Wilks kriterium λ = 0.25, F(117, 955) = 1.68, p <0.001. Wilks λ representerar variansen som inte förklaras av modellen, därför 1 - Wilks λ representerar den fulla modelleffektstorleken i termer av r2. I denna analys med nio kanoniska funktioner, r2 var 0.75, vilket indikerar att hela modellen förklarade 75% av variationen mellan de två variablerna. För att testa det hierarkiska arrangemanget av funktionerna för statistisk signifikans användes en dimensionreduktionsanalys (tabell (Table3) .3). Testet av hela modellen var betydande (dvs. funktioner 1 – 9), liksom testet med funktioner 2 – 9. Tillsammans förklarade dessa två funktioner 67% av variansen. Ingen av de andra funktionerna förklarade en betydande del av den delade variansen mellan de variabla uppsättningarna efter extraktion av de tidigare funktionerna. Den första kanoniska funktionen avslöjade en korrelation av r = 0.62 mellan prediktorn och beroende variabler, och den andra kanoniska funktionen avslöjade en korrelation av r = 0.53 mellan variabeluppsättningarna. Detta indikerar att de två variabla uppsättningarna för de två första kanoniska funktionerna var mycket korrelerade (Sherry och Henson, 2005).

Figur 3 

Illustration av den kanoniska korrelationsfunktionen med tio prediktorer (rutor på vänster sida) och åtta beroende variabler (rutor på höger sida). Den kanoniska korrelationen är Pearson r mellan de två latenta variablerna (ovaler), som härleds .
Tabell 3 

Test av kanoniska funktioner.

De kanoniska korrelationerna mellan variablerna (prediktor och beroende) och funktionerna indikerar vilka variabler som har det starkaste bidraget till funktionen och kan tolkas på liknande sätt som faktorbelastningarna i en faktoranalys (Afifi et al., 2004). I ett prov av 148, en r av 0.30 är signifikant på 0.001-nivån; därför variabler för vilka r ≥ 0.30 ansågs statistiskt signifikant (tabell (Table4) .4). I överensstämmelse med våra förutsägelser representerar den första funktionen en positiv koppling mellan timmar och patologisk spel, och risktagande, impulsivitet och differentiellt lärande från positiv och negativ feedback (figur (Figure4) .4). Specifikt förklarade den första kanoniska funktionen 11.12% av variansen i de beroende variablerna och var mest starkt relaterad till RAS, Risk Total, Undvik B, Välj A och BIS-11. Med undantag av RAS var tecken på korrelationen detsamma för alla variabler, vilket indikerar att de var positivt relaterade. RAS-poäng var omvänt relaterade till de andra variablerna, vilket innebar att högre poäng på RAS var förknippade med lägre totalpoäng på riskuppgiften. Den första funktionen förklarade 5.34% av variansen i prediktorvariablerna med primära bidrag från Hours × PVP, Hours, Sex, PVP och Hours × FPS. Alla dessa variabler, utom kön, var positivt relaterade till de beroende variablerna, vilket indikerade fler timmar, patologiska symtom och tider för att spela FPS-spel förutspådde impulsivitet, känslighet för feedback och förluster på riskuppgiften. Den negativa föreningen med kön indikerar att män som ägnar sig åt mer riskfyllda beslut än kvinnor.

Tabell 4 

Kanoniska korrelationer efter varimaxrotation av de beroende variablerna.
Figur 4 

Grafisk framställning av de betydande kanoniska funktionerna och de starkaste bidragande prediktorerna (vänster sida) och beroende variabler (höger sida). Solida linjer representerar den första kanoniska funktionen och streckade linjer representerar den andra kanoniska .

Den andra funktionen förklarade 8.08% av variationen i de beroende variablerna och var mest starkt relaterad till BIS-11, Risk Total och låg riskval. Som förväntat var val av låg risk associerat med högre poäng på riskuppgiften och lägre impulsivitet. Den andra funktionen förklarade 2.94% av variansen i prediktorvariablerna och var främst relaterad till FPS, Hours × FPS, PVP, Hours och sex. I överensstämmelse med våra hypoteser, förutspådde erfarenhet av FPS-videospel och PVP-symtom sämre prestanda på riskuppgiften (t.ex. färre val av låg risk och lägre totalresultat) och större impulsivitet (figur (Figure4) .4). I motsats till den första funktionen förutsogs här BIS-11-poäng mer kraftfullt, vilket betonade effekterna på impulsivitet och stödjer tidigare arbete (Gentile, 2009; Gentile et al., 2011).

Diskussion

Den aktuella studien var utformad för att undersöka förhållandena mellan videospelupplevelse, patologisk spel och riskabelt beslutsfattande. I överensstämmelse med tidigare arbete (Gentile, 2009; Gentile et al., 2011), ~ 7% av det aktuella urvalet av unga vuxna uppfyllde kriterierna för patologisk spel. Dessutom observerades inte patologisk spel hos kvinnor i vårt prov. Med tanke på könsbalansen i urvalet betyder det att ungefär 14% av de män som deltog i studien rapporterade patologiska spel. Betydande korrelationer observerades mellan timmars spel, patologisk spel och spelgenre, och impulsivitet, risktagande och känslighet för positiv och negativ feedback. CCA avslöjade att patologiskt spel var positivt relaterat till feedbackkänslighet, medan att spela FPS-spel var positivt relaterat till impulsivitet och risktagande.

Självrapporten och beteendemåtten visade att patologiska spel och att spela FPS-spel var positivt förknippade med större impulsivitet. Interaktionen mellan timmar och PVP var också positivt relaterad till BIS-II-poäng som indikerade att fler patologiska symptom var positivt associerade med större impulsivitet (Gentile et al., 2011). Som komplement till detta fynd representerade den andra kanoniska korrelationen sambandet mellan patologiskt spel, FPS-spel och impulsivitet. Bevis för TD-uppgiften stöder också idén att spelgenren kan påverka sambandet mellan spel och impulsivitet. För TD-uppgiften kan val av den mindre belöningen som levererats tidigare tas som ett index för impulsivitet (Mitchell, 1999; Ohmura et al., 2005). I denna uppgift var valet av mindre belöningar positivt förknippat med att spela FPS-videospel, men inte med att spela strategiska videospel. Föreningen mellan FPS-spel och impulsivitet är intressant, med tanke på att denna form är spel är också associerad med en minskning av användningen av proaktiv kognitiv kontroll (Bailey, 2009; Bailey et al., 2010; Svänga, 2012). Tillsammans kan dessa data indikera att spela FPS-spel och patologisk spel är förknippat med en ökning av impulsivt beteende som resulterar från en minskning av användningen av proaktiv kognitiv kontroll för att styra beteende.

Föreningen mellan spel och riskabla beslut var känslig för spelgenren. I riskuppgiften var antalet timmar som spelades på videospel, interaktionen mellan timmar och PVP och kategorisering som en FPS-spelare negativt korrelerad med procentandelen val av låg risk; och timmar förutsagde att välja högriskalternativ oftare i CCA. Detta åtföljdes av en dramatisk minskning av de totala poängen som intjänades i slutet av uppgiften, vilket tyder på att valet av riskabla alternativ i riskuppgiften inte gav resultat i slutändan. Sammantaget ger dessa resultat tydliga bevis för att speltid, patologi och FPS-spel påverkar individens val av riskabla alternativ, och detta beteende verkar fortsätta trots dess skadliga effekt på prestanda över tid. Till skillnad från FPS-spel var strategispel inte lika starkt relaterat till ökat risktagande. En förklaring till det olika inflytandet från spelgenren är att det sannolikt kommer att finnas sociala konsekvenser för att fatta impulsiva beslut i ett strategispel eftersom framgång i spelet ofta kräver samarbete med ett lag. Det är viktigt att notera att både strategispel och FPS-spel var positivt korrelerade med PVP och sambandet mellan patologiska symtom och timmar × strategi (r = 0.46) verkade vara högre än korrelationen mellan PVP och timmar × FPS (r = 0.29), även om denna skillnad inte nådde någon betydelse, t(146) = 1.53, p > 0.05. Detta tyder på att både strategi- och FPS-spel är associerade med patologiskt spel, men att konsekvenserna för impulsivitet och risktagande inte är desamma för de två genrerna. Detta kan bero på spelmiljön eller spelarnas mål inom de olika genrerna.

Prestanda för riskuppgiften, den probabilistiska selektionsuppgiften och i mindre grad IGT ger vissa bevis på att spel och patologi är positivt förknippade med minskad känslighet för negativa resultat. Speltiden var positivt korrelerad med sämre prestanda på riskuppgiften (t.ex. lägre total poäng) på grund av större urval av riskfyllda alternativ. Förmodligen, efter flera val av riskfyllda alternativ med låg risk, bör upplupning av förluster vara ett avskräckande medel för ytterligare val av det riskabla alternativet, men det verkade inte vara fallet. På liknande sätt bör feedback över flera försök med IGT resultera i minskat urval från de "dåliga" däcken. Högre PVP-poäng och timmarsspel var förknippade med större urval från de "dåliga" däcken väl förbi den punkt där feedbacken var effektiv för att minska urvalet från dessa däck bland icke-patologiska högspelare.

Den probabilistiska selektionsuppgiften (Frank et al., 2004) gav insikt i huruvida förstärkningsinlärning som drivs av positiv eller negativ feedback var känslig för spel. Ökad FPS-spel och spelpatologi var associerad med en minskning av att undvika B (dvs. lära av negativ feedback). Strategispel korrelerades emellertid positivt med att undvika B (dvs. r = 0.17), vilket tyder på att individer som identifierar sig som strategisspelare är mer känsliga för negativ feedback. Liksom med impulsivitet kan egenskaperna hos strategispel förklara detta förhållande. Fel i ett strategispel kan få långsiktiga konsekvenser för att uppnå mål i spelet eftersom spelet vanligtvis sträcker sig över en längre tidsram än ett FPS-videospel. Därför kan misstag i ett strategievideospel vara kostsamma och man skulle kunna dra nytta av att uppmärksamma negativa resultat och lära sig att undvika dessa resultat i framtiden.

Det finns några begränsningar av den aktuella studien som är värt att notera. Först var designen inte experimentell och detta har två konsekvenser. Det är möjligt att en eller flera obestämda variabler redovisar fynden och att orsakssättningen inte kan definieras (dvs. ökar spela spel risktagande och impulsivitet eller är impulsiva individer dragna till videospel?). Framtida studier kan ta itu med detta problem genom att titta på de kort- och långsiktiga effekterna av videospelutbildning på riskabla beslut, liknande arbete med aggression (Anderson et al., 2010) och visuospatial bearbetning (Bavelier et al., 2012). För det andra undersöktes endast två genrer av videospel, men genrerna som undersöktes i studien tenderar att vara de mest populära bland spelare (The NDP Group, 2010). Baserat på aktuell information och annat arbete (t.ex. Fischer et al., 2009) verkar det som om sambandet mellan videospelupplevelse och riskabelt beslut troligen kommer att modereras av genren av videospel, med vissa effekter som är specifika för en viss genre (Green och Bavelier, 2003). Ytterligare forskning kommer att krävas för att bättre förstå effekterna av olika genrer och hur dessa effekter kan interagera hos individer som spelar mer än en genre. Slutligen fokuserade den nuvarande studien främst på riskfyllda beslutsfattande i samband med spelande (dvs. deltagarna försökte få poäng i beslutsuppgifterna), därför talar uppgifterna inte om att ta risker i andra sammanhang, t.ex. sociala eller akademiskt beteende. Andra studier har visat effekterna av att köra videospel på attityder till och engagera sig i riskabelt körbeteende (Beullens et al., 2011), så tillsammans med de nuvarande fynden verkar det som att videospel kan påverka risktagande i nära besläktade sammanhang samt i mer olika sammanhang (t.ex. förutsäger FPS-spel prestanda i riskuppgiften).

Den nuvarande studien utvidgar litteraturen om förhållandet mellan videospelupplevelse och riskabelt beslutsfattande utöver riskabelt körbeteende (Fischer et al., 2009; Beullens et al., 2011) och indikerar att patologiska symtom och genre spelar en viktig roll för att bestämma förhållandet mellan spelupplevelse och beslutsfattande. Vi har visat att patologisk användning av videospel är förknippad med ökad impulsivitet, större risktagande och större förluster i spelliknande uppgifter. Dessa laboratoriebaserade fynd överensstämmer med verkliga rapporter om konsekvenserna av överdrivet videospel, inklusive familjeavstånd (Warren, 2011), ekonomisk förlust (Doan och Strickland, 2012) och till och med döden (BBC News, 2005). I det aktuella exemplet korrelerades både FPS och strategievideospel, två populära genrer, positivt med patologiska symtom. Detta arbete understryker vikten av ytterligare forskning för att förstå etiologin och behandlingen av patologisk videospelanvändning och för att undersöka effekterna av olika genrer.

Intresset om intressekonflikter

Författarna förklarar att forskningen genomfördes i avsaknad av kommersiella eller finansiella relationer som kan tolkas som en potentiell intressekonflikt.

Referensprojekt

  • Afifi A., Clark VA, May S. (2004). Datorstödd multivariat analys, 4th Edn. Boca Raton, FL: Chapman och Hall
  • Anderson CA, Shibuya A., Ihori N., Swing EL, Bushman BJ, Sakamoto A., et al. (2010). Våldsamma videospeleffekter på aggression, empati och prosocialt beteende i östra och västra länder. Psychol. Tjur. 136, 151 – 173 10.1037 / a0018251 [PubMed] [Cross Ref]
  • Bailey K. (2009). Individuella skillnader i videospelupplevelse: Kognitiv kontroll, affektiv bearbetning och visuospatial bearbetning. Ames, Iowa: Opublicerad magisteruppsats, Iowa State University
  • Bailey K., West R., Anderson CA (2011). Föreningen mellan kronisk exponering för våld i videospel och affektiv bildbehandling: en ERP-studie. Cogn. Påverka. Behav. Neurosci. 11, 259 – 276 10.3758 / s13415-011-0029-y [PubMed] [Cross Ref]
  • Bailey KM, West R., Anderson CA (2010). En negativ koppling mellan videospelupplevelse och proaktiv kognitiv kontroll. Psykofysiologi 47, 34 – 42 10.1111 / j.1469-8986.2009.00925.x [PubMed] [Cross Ref]
  • Bartholow BD, Bushman BJ, Sestir MA (2006). Kronisk våldsam exponering för videospel och desensibilisering för våld: beteendemässiga och händelsrelaterade data om hjärnpotential. J. Exp. Soc. Psychol. 42, 532 – 539 10.1016 / j.jesp.2005.08.006 [Cross Ref]
  • Basak C., Boot WR, Voss MW, Kramer AF (2008). Kan träning i ett realtidsstrategi-videospel dämpa kognitiv nedgång hos äldre vuxna. Psychol. Åldring 23, 765 – 777 10.1037 / a0013494 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
  • Bavelier D., Green CS, Pouget A., Schrater P. (2012). Hjärnplastisitet genom livslängden: lärande att lära sig och action-videospel. Annu. Pastor Neurosci. 35, 391 – 416 10.1146 / annurev-neuro-060909-152832 [PubMed] [Cross Ref]
  • BBC News (2005, augusti 10). S Korean dör efter spelet. Finns online på: http://news.bbc.co.uk/2/hi/technology/4137782.stm
  • Bechara A., Damasio A., Damasio H., Anderson S. (1994). Känslighet för framtida konsekvenser efter skada på människans prefrontala cortex. Kognition 50, 7 – 15 10.1016 / 0010-0277 (94) 90018-3 [PubMed] [Cross Ref]
  • Beullens MA, Roe K., Van den Bulck J. (2011). Utmärkt spelare, utmärkt förare? Effekten av ungdomars videospel på körbeteende: en tvåvågen panelstudie. Accid. Anal. Föregående 43, 58–65 10.1016 / j.aap.2010.07.011 [PubMed] [Cross Ref]
  • Brand M., Kalbe E., Labudda K., Fujiwara E., Kessler J., Markowitsch HJ (2005). Beslutsfattande försämringar hos patienter med patologiskt spelande. Psykiatrisk Res. 133, 91-99 10.1016 / j.psychres.2004.10.003 [PubMed] [Cross Ref]
  • Braver TS (2012). Den variabla naturen hos kognitiv kontroll: En ram med dubbla mekanismer. Trender Cogn. Neurosci. 16, 106 – 113 10.1016 / j.tics.2011.12.010 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
  • Cavedini P., Riboldi G., Keller R., D'Annucci A., Bellodi L. (2002). Dysfunktion i frontallappen hos patologiska spelpatienter. Biol. Psykiatri 51, 334–341 10.1016 / S0006-3223 (01) 01227-6 [PubMed] [Cross Ref]
  • Christopoulos GI, Tobler PN, Bossaerts P., Dolan RJ, Schultz W. (2009). Neuralkorrelat av värde, risk och aversion som bidrar till beslutsfattande under risk. J. Neurosci. 29, 12574 – 12583 10.1523 / JNEUROSCI.2614-09.2009 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
  • Doan AP, Strickland B. (2012). Hooked on Games: The Lure and Cost of Video Game Addiction. FEP International. Finns online på: http://www.amazon.com/gp/product/193557602X/
  • Figner B., Weber EU (2011). Vem tar risk när och varför? Determinanter för risktagande. Curr. Dir. Psychol. Sci. 20, 211 – 216 10.1177 / 0963721411415790 [Cross Ref]
  • Fischer P., Greitemeyer T., Kastenmuller A., ​​Vogrincic C., Sauer A. (2011). Effekterna av riskförhöjande exponering i media på riskpositiva kognitioner, känslor och beteenden: en metaanalytisk granskning. Psychol. Tjur. 137, 367 – 390 10.1037 / a0022267 [PubMed] [Cross Ref]
  • Fischer P., Greitemeyer T., Morton T., Kastenmuller A., ​​Postmes T., Frey D., et al. (2009). Tävlingsspeleffekten: varför ökar videotävlingsspel risktagande lutningar. Pers. Soc. Psychol. Tjur. 35, 1395 – 1409 10.1177 / 0146167209339628 [PubMed] [Cross Ref]
  • Fischer P., Kubitzki J., Guter S., Frey D. (2007). Virtuell körning och risktagande: ökar racingspel risktagande kognitioner, påverkan och beteenden. J. Exp. Psychol. Appl. 13, 22 – 31 10.1037 / 1076-898X.13.1.22 [PubMed] [Cross Ref]
  • Frank MJ, Seeberger LC, O'Reilly RC (2004). Med morot eller med pinne: kognitiv förstärkning lärande i Parkinsonism. Vetenskap 306, 1940–1943 10.1126 / science.1102941 [PubMed] [Cross Ref]
  • Gentile D. (2009). Patologiskt videospelsbruk bland ungdomarna 8 till 18. Psychol. Sci. 20, 594 – 602 10.1111 / j.1467-9280.2009.02340.x [PubMed] [Cross Ref]
  • Gentile DA, Choo H., Liau A., Sim T., Li D., Fung D., et al. (2011). Patologisk videospelanvändning bland ungdomar: en tvåårig longitudinell studie. Pediatrik 127, e319 – e329 10.1542 / peds.2010-1353 [PubMed] [Cross Ref]
  • Green CS, Bavelier D. (2003). Action-videospel ändrar visuell selektiv uppmärksamhet. Nature 423, 534 – 537 10.1038 / nature01647 [PubMed] [Cross Ref]
  • Kim Y., Sohn H., Jeong J. (2011). Försenad övergång från tvetydigt till riskabelt beslut om alkoholberoende under Iowa Gambling Task. Psykiatri Res. 190, 727 – 731 10.1016 / j.psychres.2011.05.003 [PubMed] [Cross Ref]
  • Kirby K., Petry NM, Bickel WK (1999). Heroinmisbrukare har högre rabatt för försenade belöningar än kontroller som inte använder drog. J. Exp. Psychol. Gen. 128, 78 – 87 10.1037 / 0096-3445.128.1.78 [PubMed] [Cross Ref]
  • Kirsh SJ, monterar JRW (2007). Våldsamt videospel spel påverkar ansikts känslor igenkänning. Aggress. Behav. 33, 353 – 358 10.1002 / ab.20191 [PubMed] [Cross Ref]
  • Knoch D., Gianotti LRR, Pascual-Leone A., Treyer V., Regard M., Hohmann M., et al. (2006). Störning av höger prefrontalt cortex genom lågfrekvent repetitiv transkraniell magnetisk stimulering inducerar risktagande beteende. J. Neurosci. 26, 6469 – 6472 10.1523 / JNEUROSCI.0804-06.2006 [PubMed] [Cross Ref]
  • Kronenberger WG, Matthews VP, Dunn DW, Wang Y., Wood EA, Giauque AL, et al. (2005). Exponering för våld i media och verkställande funktion hos aggressiva och kontrollera ungdomar. J. Clin. Psychol. 61, 725 – 737 10.1002 / jclp.20022 [PubMed] [Cross Ref]
  • Loewenstein G., Thaler RH (1989). Anomalier: intertemporalt val. J. Econ. Perspect. 3, 181 – 193 10.1257 / jep.3.4.181 [Cross Ref]
  • Mathews VP, Kronenberger WG, Wang Y., Lurito JT, Lowe MJ, Dunn DW (2005). Exponering för våld i media och aktivering av frontalben uppmätt med funktionell magnetisk resonansavbildning hos aggressiva och icke-aggressiva ungdomar. J. Comput. Hjälpa. Tomogr. 29, 287 – 292 10.1097 / 01.rct.0000162822.46958.33 [PubMed] [Cross Ref]
  • McClure SM, Laibson DI, Loewenstein G., Cohen JD (2004). Separata neurala system värderar omedelbara och försenade monetära belöningar. Vetenskap 306, 503 – 507 10.1126 / science.1100907 [PubMed] [Cross Ref]
  • Mitchell SH (1999). Mätning av impulsivitet hos cigarettrökare och icke-rökare. Psykofarmakologi 146, 455 – 464 10.1007 / PL00005491 [PubMed] [Cross Ref]
  • National Highway Traffic Safety Administration. (2009). Rapporteringssystem för dödsfallsanalyser. Finns online på: http://www.nhtsa.gov/FARS (Öppnade juni 20, 2011).
  • Ohmura Y., Takahashi T., Kitamura N. (2005). Diskontering försenade sannolika monetära vinster och förluster från rökare av cigaretter. Psykofarmakologi 182, 508 – 515 10.1007 / s00213-005-0110-8 [PubMed] [Cross Ref]
  • Patton JH, Stanford MS, Barratt ES (1995). Faktorstruktur för Barratt impulsivitetsskala. J. Clin. Psykol. 51, 768-774 10.1002 / 1097-4679 (199511) 51: 6 <768 :: AID-JCLP2270510607> 3.0.CO; 2-1 [PubMed] [Cross Ref]
  • Pawlikowski M., Brand M. (2011). Överdriven spel på internet och beslutsfattande: gör alltför stora World of Warcraft-spelare problem med beslutsfattande under riskfyllda förhållanden. Psykiatri Res. 188, 428 – 433 10.1016 / j.psychres.2011.05.017 [PubMed] [Cross Ref]
  • Läs D. (2004). Intertemporal val, i Blackwell Handbook of Judgment and Decision Making, redaktörer Koehler DJ, Harrey N., redaktörer. (Malden, MA: Blackwell;), 424 – 443
  • Reynolds B., Richards JB, Horn K., Karraker K. (2004). Försena diskontering och sannolikhetsrabatt när det gäller status för cigarettrökning hos vuxna. Behav. Bearbetar 65, 35 – 42 10.1016 / S0376-6357 (03) 00109-8 [PubMed] [Cross Ref]
  • Sherry A., Henson RK (2005). Genomföra och tolka kanonisk korrelationsanalys i personlighetsforskning: en användarvänlig primer. J. Pers. Bedöma. 84, 37 – 48 10.1207 / s15327752jpa8401_09 [PubMed] [Cross Ref]
  • Slutske WE, Caspi A., Moffitt TE, Poultin R. (2005). Personlighet och problemspel: en prospektiv studie av en födelse kohort av unga vuxna. Båge. Gen. Psykiatri. 62, 769 – 775 10.1001 / archpsyc.62.7.769 [PubMed] [Cross Ref]
  • Steinberg L. (2008). Ett socialt neurovetenskapligt perspektiv på ungdomars risktagande. Dev. Rev. 28, 78 – 106 10.1016 / j.dr.2007.08.002 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
  • Gung EL (2012). Plugged in: Effekterna av användning av elektroniska medier på uppmärksamhetsproblem, kognitiv kontroll, visuell uppmärksamhet och aggressivitet. Opublicerad doktorsavhandling, Iowa State University, Ames, IA.
  • Tanabe J., Thompson L., Claus E., Dalwani M., Hutchison K., Banich MT (2007). Prefrontal cortexaktivitet minskas hos spelande och nongambling substansanvändare under beslutsfattande. Brum. Hjärnkarta. 28, 1276 – 1286 10.1002 / hbm.20344 [PubMed] [Cross Ref]
  • NDP-gruppen. (2010). Underhållning marknadsundersökningar. Finns online på: http://www.npd.com/corpServlet?nextpage=entertainment-categories_s.html (Öppnade juni 15, 2011).
  • Warren L. (2011, 31 maj). Videospel som får skulden för skilsmässa eftersom män "föredrar World of Warcraft framför sina fruar". Daily Mail Online på: 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). En domänspecifik riskhållningsskala: mäta riskuppfattningar och riskbeteenden. J. Behav. Decis. Mak. 15, 263 – 290 10.1002 / bdm.414 [Cross Ref]
  • Weber EU, Johnson EJ (2009). Beslut under osäkerhet: psykologiska, ekonomiska och neuroekonomiska förklaringar av riskpreferens i Neuroeconomics: Decision Making and the Brain, red. Glimcher PW, Camerer CF, Fehr E., Poldrack RA, redaktörer. (London: Academic Press;), 127 – 144
  • West R., Bailey K. (2013). Videospel och uppmärksamhet, i Oxford Handbook of Media Psychology, ed Dill K., redaktör. (New York, NY: Oxford University Press;), 403 – 420