Защо някои игри са по-пристрастяващи от другите: ефектите от времето и изплащането на постоянството в играта на слот машини (2016)

Ричард Джеймс,¹ Клеър О'Мали,^1,2 намлява Ричард Дж. Тъни^1,*

Информация за автора ► Бележки по член ► Информация за авторско право и лиценз ►

Манипулирането на различни поведенчески характеристики на хазартните игри може потенциално да повлияе на степента, в която хората продължават да играят хазарт, и техния преход към проблематично поведение. Това има потенциално въздействие върху технологиите за мобилни хазартни услуги и отговорни интервенции в областта на хазарта. Две лабораторни модели, отнасящи се до това, са ефектът на частично екстинкционно усилване (PREE) и ефектът на пробното разстояние. И двете могат да ускорят или забавят придобиването и изчезването на условното поведение. Докладваме експеримент, който манипулира скоростта на укрепване и интер-интервал (ITI) на симулирана слот машина, където на участниците беше даден избор между хазарт и прескачане на всяко изпитване, преди да бъде измерена консервативната хазарт, следвана от измерванията на илюзията. на контрол, депресия и импулсивност. Ние предположихме, че по-дългите ИТИ в съчетание с ниските нива на укрепване, наблюдавани в хазарта, биха довели до по-голяма упоритост. Освен това предположихме, като се има предвид, че е известно, че времето е важно да се демонстрира илюзорния контрол и потенциално в постоянство в хазарта, че преди излагането на по-дълги интервали може да засегне илюзиите за контрол. Наблюдавано е взаимодействие между ИТИ и степента на укрепване, тъй като ниските усилени играчи с дълъг ИТИ залагат за по-дълго време. Респондентите също показват изчезване и ПРЕ. Комарджиите, изложени на по-висока степен на укрепване, залагат по-дълго при придобиването. Импулсивността се свързва с продължителна упоритост на изчезването, а по-депресираните комарджии в групата с висока армировка ITI продължават да съществуват по-дълго. Изпълнението в решението за непредвидени обстоятелства не успя да подкрепи втората хипотеза: единственият значителен контраст беше, че участниците станаха по-добре калибрирани, докато задачата напредваше.

Забавяне, пробел и ITI

Увеличаването на интервала между хазартните игри би могло да допринесе за насърчаването на продължителната игра и може да бъде част от популярността на някои игри. Лотарийните игри например имат дълги забавяния между хазартните игри и често са най-популярните и често играни игри (Wardle et al., 2011). Макар че това може да се дължи на това, че лотариите са много достъпни (сред многобройни съображения), в някои юрисдикции (например Великобритания) други игри се предлагат заедно с лотарийни билети (напр. Картички), контролиращи наличността. Въпреки това, много повече хора играят в лотарията, отколкото подобни игри, и го правят по-често. Въпреки това, предполагаемият риск от вреда е много малък, въпреки че не е ясно дали „пристрастяването“ към хазарта е в конкретни игри (Afifi et al., 2014) или специфични поведенчески характеристики (Грифитс и Ауер, 2013). Някои мобилни видеоигри използват подобни ефекти, като налагат забавяния между игри на хазартни игри. Залагания по време на игра, които са свързани с мобилни устройства (Hing et al., 2014) и проблемни хазартни игри (Grey et al., 2012; LaPlante et al., 2014), съчетава непрекъсната и прекъсната игра. Разбирането на ролята на времето и латентността за хазартното поведение има важни последици за по-новите форми на хазарт, като например мобилните хазартни игри (където залаганията в режим на игра се промотират силно), тъй като начинът, по който хората използват смартфони, вероятно ще увеличи латентността между залаганията. По време на игра става дума за залози, направени за дадено събитие (например футболен мач), докато самото събитие се случва, докато в традиционните форми на залагане залогът се прави преди събитието. Грифитс и Ауер (2013) твърдят, че залаганията в играта могат да бъдат по-пристрастяващи, защото са по-продължителни. Въпреки това, съществуват значителни прекъсвания, тъй като залаганията остават ограничени в рамките на дадено събитие. Реални данни за залагания по време на игра (LaBrie et al., 2007) разкрива смесени констатации: въпреки че съществува ясен риск от проблеми с хазарта, констатациите не решават решително, че това се дължи на неговия непрекъснат характер; комарджиите по време на игра поставиха по-малко залози и имаше малка разлика в дневните нива на залаганията. Въпреки че залагащите в играта са заложили повече пари като цяло, средната заплата е по-ниска от традиционните спортни залагания, а залагащите по време на игра имат по-ниска нетна загуба. Grey et al. (2012) Предполагам, че непосредствеността между залога и резултата може да бъде инструмент за привличане на рискови или импулсивни комарджии за хазарт по време на игра.

Асоциативната литература за обучение показва, че увеличените латентности между подкрепленията улесняват придобиването на обусловено поведение (Галистел и Гибън, 2000). Галистел и Гибън (2000) Моделът за времева хипотеза предполага, че намаляването на съотношението между подкрепления и ИТИ в класическото и оперантно регулиране намалява броя на подкрепленията за придобиване. Твърди се, че това е независимо от частично подсилване, което увеличава броя на проучвания но не подкрепления, Литературата за ефекта „пробно разстояние“, изучавана предимно в контекста на класическото кондициониране (Барела, 1999; Stout et al., 2003; Sunsay et al., 2004; Moody et al., 2006; Sunsay и Bouton, 2008; Miguez et al., 2014), е установено, че диспергираните проучвания улесняват кондиционирането.

По-малко ясно е дали по-големи латентности при изчезване засягат представянето. Галистел и Гибън (2000) твърдят, че интервалът без укрепване, а не на не усилващи събития е от ключово значение и че пропуснатите подкрепления в изчезване не са засегнати от частично подсилване. Други проучвания са идентифицирали въздействието на ИТИ върху изчезването, като по-голямо е подтискането на реакциите, наблюдавани при по-кратките ИТИ (Макинтош, 1974; Moody et al., 2006).

Счита се, че времето е важен компонент на илюзията за контрол (Msetfi et al., 2005, 2007; Baker et al., 2010), познавателна пристрастие, която преобладава при проблемни хазартни игри (Съдбата и хули, 2012). Илюзии за контрол, операционализирани като надценяване на връзката между отговора и резултата, могат да бъдат предизвикани чрез използване на задача за непредвидени обстоятелства, при която тези събития са несвързани, но резултатът се случва много често. Стандартните примери за тази задача включват задача за натискане на бутон, свързана с активирането на светлината (Сплав и Абрамсън, 1979), или задача за вземане на медицински решения, определяща връзката между експериментално лекарство и подобрение на пациента (Orgaz et al., 2013). Степента, до която недепресивните индивиди показват илюзии за контрол, се влияе от латентността между проучванията: по-дългите ИТИ са свързани с по-силен илюзорен контрол при недепресивни индивиди (Msetfi et al., 2005). Проблемните играчи показват по-силни илюзии за контрол в парадигми на непредвидени преценки (Orgaz et al., 2013), въпреки че причинно-следствената посока на тази връзка остава неясна: обширното излагане на определени графици за подсилване може да увеличи илюзиите за контрол, или индивиди, податливи на илюзии за контрол, може да са по-склонни да развият хазартни проблеми. Ние включихме задача, произтичаща от същата парадигма като Orgaz et al. (2013), които участниците бяха помолени да завършат след задачата на слот машина. Измервахме и депресията, тъй като депресираните индивиди изглеждат по-калибрирани в тази парадигма (Сплав и Абрамсън, 1979) с по-дълъг ИТИ (Msetfi et al., 2005). Нарушеното настроение също е идентифицирано като потенциален път към проблема с хазарта (Blaszczynski и Nower, 2002).

Ефект на частично подсилване и импулсивност

Ефектът на частично екстинкционно усилване (PREE) е поведенчески парадокс, при който слабо подсилените поведения продължават да съществуват по-дълго без подсилване спрямо по-последователно възникващи усилватели (Макинтош, 1974; Bouton et al., 2014), като например по време на продължителен период на загуба на хазарт (Dickerson, 1979; Fantino et al., 2005; Horsley et al., 2012). Дефицити на частично укрепване са идентифицирани при високо честотни комарджии¹, които отнемат повече време от комарджиите за развлечение, за да гасят тези асоциации (Horsley et al., 2012), промяна, която може да възникне от хронично излагане на графика на укрепване в хазарта. Horsley et al. (2012) докладва, че въпреки че се предполага, че частичното подсилване е важен компонент в хазарта, доказателствената база е рядка. Неизпълнението на погасяването е идентифицирано като маркер за проблемна хазартна дейност (Weatherly et al., 2004). Липсата на пряко погасяване (напр. Неуспешни усилия за спиране на хазарта, хазартни игри повече от предвиденото) или индиректно (напр. Преследване на загуби) съответства на показатели за хазартни нарушения (Американска психиатрична асоциация, 2013) или проблемни хазартни игри (Lesieur и Blume, 1987).

Не е изненадващо, че PREE е свързан с хазарта и значителното внимание е отделено на изучаването му в слот машини. Слот машини са склонни да имат много ниска степен на укрепване (въпреки че това варира в компютъризирани машини), и комарджии упорстват в игра въпреки монтажни последователности на загуби. Има литература, която използва задачите на слот машини, за да проучи ефектите от частичното укрепване върху оперантното обучение. Луис и Дънкан (1956, 1957, 1958a,b) проведоха серия от експерименти, използващи симулирано залагане, за да тестват теориите за частично подсилване, откривайки, че по-ниските вероятности за възнаграждение са свързани с по-голяма устойчивост. Poon and Halpern (1971) използва подобна парадигма за тестване Капалди (1966; Капалди и Мартинс, 2010) частични теории за подсилване чрез манипулиране на пробен ред в задача на слот машина с малък брой опити за придобиване. Kassinove and Schare (2001) манипулираха големи печалби и почти пропуски в консервативното поведение при изчезване в подобна парадигма на слот машината, откривайки, че плътността на близкия пропуск повлия на степента, в която участниците продължават да играят, но не и големи печалби.

Различните графици за подсилване потенциално засягат начина, по който гасите поведение (Madden et al., 2007; Haw, 2008a) Хазартът работи по график на случайното съотношение на армировките, подмножество на графика за променливи коефициенти. По-малко разбираеми от графиците с променливи съотношения, е информативно да се противопостави на това, как графиците за случайни съотношения се различават от графиците на променливите съотношения. Типичното разпределение на броя на изпитванията, докато отговорът се усили в случайни графици, следва L-образен модел; броят на опитите бързо намалява след малък брой пиеси, но продължава безкрайно с много малка вероятност. За разлика от схемата с променливо съотношение, обикновено (но не задължително) е случаят, че вероятността броят на опитите за армиране да бъде равномерно разпределена, и има горна граница на броя на изпитванията, преди да се засили поведението (Haw, 2008a). Проучвания, сравняващи тези графици, не показват явни различия; Hurlburt et al. (1980) не са открили разлика между графика на променливите и случайните съотношения в хазарта, въпреки че са идентифицирани слабости в това проучване (Haw, 2008b). Crossman et al. (1987) не установи разлика между графиците за усилване на три съотношения (променливи, фиксирани и случайни) при животните. Скорошни проучвания показват, че графиците с произволно съотношение показват по-консервативно поведение в сравнение с графиците с фиксирано съотношение, особено когато броят на опитите за армиране е много голям (Madden et al., 2007).

Задачата на слот машина, която очертаваме в този доклад, беше проектирана така, че участниците бяха помолени да рискуват парите, които са спечелили по време на експеримента, но сумата на спечелените пари постепенно ще се увеличава. Условията за ниско подсилване се опитват да създадат ситуация, подобна на хазарта с реални пари. Една от критиките към много експерименти с игрални автомати е, че тези проучвания са склонни да използват висока степен на армиране спрямо реалните слот машини (Kassinove и Schare, 2001; Harrigan, 2007). Механична слот машина с три барабана има вероятност за печалба от 9%, но това варира при компютъризирани машини (Хариган и Диксън, 2009). В изследванията на хазарта (напр. MacLin et al., 2007; Dixon et al., 2011) по-високите стойности на армирането (20%) са били използвани в парадигмите на изчезване. Решихме да използваме коефициент на укрепване на 30%, работещ по график на случайното съотношение на армировките, подобно на реалния слот машинен хазарт.

Самооценяваният импулсивност беше измерен импулсивност предсказва perseverative хазарт в лицето на нарастващите загуби, и е път към проблема хазарт. Брин и Цукерман (1999) установиха, че импулсивните комарджии "преследват" загубите за по-дълго в хазартна игра, където вероятността за печалба намалява с продължаването на експеримента. Импулсивността е идентифицирана като рисков фактор за проблемни хазартни игри, проблемни комарджии (MacLaren et al., 2011; Kräplin et al., 2014) показват по-висока самооценка на импулсивността.

За да проверим дали тези поведенчески ефекти насърчават консервативния хазарт, проведохме експеримент от две части, където ITI и скоростта на укрепване бяха манипулирани. Участниците бяха разпределени в една от четирите групи и бяха изложени на висока или ниска степен на укрепване, както и дълъг или кратък ИТИ между залаганията. Асоциациите бяха погасени след спечелването на определена сума пари. Впоследствие участниците изпълниха задача за непредвидени обстоятелства, в която преценяват ефикасността на експериментално лекарство. В литературата за частично подсилване се предвижда, че индивидите, изложени на по-ниска степен на укрепване, ще продължат по-дълго. Пробните базирани разкази за изчезване предполагат, че масовите изпитания за изчезване трябва да потискат по-бързо реагирането, за разлика от сметката, базирана на времето, където няма да има разлика. Импулсивните комарджии трябва да продължават по-дълго в изчезването, на базата на предишни експерименти, които търсят постоянство в преследването на загуби.

Дизайн

Експериментът беше 2 × 2 между факториалния дизайн на субектите, степента на укрепване и ITI бяха фактори, които бяха манипулирани. Темповете на укрепване бяха 0.7 и 0.3. ITI са или дълги (10 s) или къси (3 s).

На всеки опит участниците получиха избор дали да залагат или не. Броят на изпитанията, в които участниците решиха да залагат, е зависимата променлива. Резултатът от хазарта и количеството пари, спечелени от участниците, също бяха записани. Фазата на екстинкция беше разделена на блокове 10 проучвания за анализ. На участниците бе възложена и задача за непредвидени обстоятелства. В мерките за непредвидени обстоятелства бяха взети мерки за съотношението на изпитанията, в които лекарството е било администрирано, и на решението за непредвидени обстоятелства, направено от участниците. Импулсивността и депресията се измерват, като се използва скалата за импулсивност на Barratt (BIS-11; Patton et al., 1995) и Beck Depression Inventory (BDI; Beck et al., 1961) съответно. BIS-11 е мярка 30, която измерва три фактора от по-висок порядък на вниманието, непланирането и моторната импулсивност (Patton et al., 1995). BDI е мярка за 24, която измерва няколко нива на тежест на депресията, дискриминира депресията от тревожност и има силна вътрешна последователност (Beck et al., 1988). Не са взети допълнителни измервания на индивидуалните различия или поведение освен тези, докладвани тук.

Участниците

Общо 122 участници бяха наети от общността на Нотингамския университет, за да участват в това проучване (Средна възраст = 22.63, SD = 3.96, пол - женски 69 и мъже 53)², Това проучване е проведено в съответствие с и с етично одобрение от Комитета по преглед на етиката на Училището по психология в Нотингамския университет. Всички участници дадоха писмено съгласие преди началото на експеримента.

Няма доказателства за различия между групите. Еднопосочен анализ на дисперсията (ANOVA) беше проведен и за въпросниците, и за ANOVA за BIS [F(4,166) = 1.543, p = 0.192] и BDI [F(4,166) = 0.662, p = 0.619] са незначителни.

Процедура

Участниците бяха разпределени на случаен принцип в едно от четирите условия. За първата част от експеримента, участниците бяха помолени да участват в парадигма на PREE в контекста на симулирана слот машина (Фигура Figure11). На участниците беше разказано как работи слот машината и степента на изплащане за всеки вид печеливш резултат. Симулираният слот машина е проста слот машина с три барабана. Участниците спечелиха пари, ако иконите на три барабана съвпадат. Имаше пет различни икони (лимон, череша, круша, оранжево и щастливо седем), с печеливши стойности на 10, 15, 20, 25 и 30p. Вероятността за всеки печеливш резултат е един и същ, така че средният печеливш резултат е 20p ($ 0.35).

 

ФИГУРА 1

Екранна снимка на участниците в дисплея на слот машината беше дадена по време на задачата за частично подсилване.

За всяко изпитване на участниците беше даден избор между хазарт и прескачане. Бутоните бяха подчертани, така че участниците бяха наясно с двата избора, които имаха. Независимо дали са избрали да залагат или не, изображенията на трите барабана, представени на екрана, се обновяват всеки 500 мс, за да придадат вид на движение. В 1500, 3000 и 4500 ms една от барабаните (отляво надясно) спря да се свива. Ако макарите съвпадат и участникът залага, участниците получават пари, съответстващи на стойността на иконите на барабана. Ако макарите не съвпадат, те губят залога, който са направили, който е фиксиран на 3p (£ 0.03, еквивалентен на около $ 0.05). Печели и загуби бяха придружени от визуална и слухова обратна връзка, която се различаваше за всеки резултат. Тези шумове бяха различни, ако участниците пропуснаха хазарта. По време на задачата участниците бяха информирани за текущия си баланс. Между всеки опит, бутоните на екрана остават червени, което означава, че участниците не могат да направят друг залог. ITI за краткото ITI условие е 3000 ms, а 10000 ms за дългото условие ITI.

Участниците бяха представени с 10 тренировки преди играта да започне да кредитира или приспада пари от играча. Участниците бяха информирани, когато практическите изпитания са приключили. След като експерименталните проучвания започнаха, участниците играеха, докато достигнаха критерия, който бе определен като спечелен от £ 10.00 (US $ 15.40) в банката. След като участниците достигнаха критерий, те бяха изложени на изпитания за изчезване на 50, където не беше възможно да се спечелят пари от слот машината, а след това задачата приключи автоматично. Изчезването се измерва чрез потискане на хазартното им поведение; участниците не бяха информирани за фазата на изчезване в края на експеримента. Практическите изпитания имаха печеливши изпитания (които не се изплащаха), а фазата на изчезване нямаше никакви печалби или пари. Фазите на практиката и фазите на изчезване са идентични във всяко условие, с които се излагат участниците в различните ИТИ.

След завършване на парадигмата на PREE, участниците бяха помолени да направят поредица от непредвидени преценки за ефективността на фиктивно експериментално лекарство, свързано с възстановяването на пациента. Парадигмата за непредвидени обстоятелства бе адаптирана от предварително публикувано проучване (Orgaz et al., 2013). В тази парадигма участниците бяха представени информация за измислено лекарство, предназначено да излекува измислена инфекциозна кожна болест, която имаше неприятни последици, когато настъпи огнище / криза. На участниците беше дадена възможност да избират между администрирането на лекарството и не администрирането на лекарството и им беше дадена обратна връзка за резултата веднага след това (дали ситуацията на пациента се е подобрила или не). Парадигмата е създадена, за да предизвика илюзии за контрол, като има висока плътност на изхода - основната скорост на желания резултат (възстановяването на пациента) е висока (0.8) и е напълно независима от решението на потребителите. След като взеха решение, участниците бяха информирани за резултата от избора и имаше малка пауза (3500 ms), преди отново да бъде представена с решението.

След всеки набор от 10 проучвания участниците бяха помолени да преценят ефективността на лекарството. Участниците бяха помолени да преценят ефективността на лекарството по скала от 0 до 100. Това беше представено от сенчестата лента в средата на екрана, на която им беше дадена обратна връзка за избрания от тях номер, определяна от това колко далеч са щраквали. Участниците могат да повтарят клика си по плъзгача, докато не са доволни от избора си, и са помолени да потвърдят избора си с отделен бутон.

Аналитичен подход

За да се оцени дължината на изчезване за всяка група, съотношението на направените хазартни игри е осреднено в пет блока на изпитанията 10. Анализът на данните протичаше на два етапа. Първо, бяха проведени факторни ANOVAs на данни за изчезване и непредвидени обстоятелства, като се провежда смесен дизайн ANOVA с 5 (блок) × 2 (ITI) × 2 (Rate of Reinforcement). 10 × 2 × 2 смесена конструкция ANOVA беше извършена върху 10 непредвидени решения, които участниците направиха. За да се тестват ефектите от индивидуалните различия по отношение на хазартното поведение и персевативния хазарт, се оценява поредица от регресионни модели на пуассон по броя на участниците, които са залагали на хазарт по време на придобиването и изчезването. Това беше проведено в три стъпки. Първо, построен е първоначален модел, в който не са въведени ковариати в модела. След това беше конструиран втори регресионен модел, в който бяха включени ITI, скорост на армиране, BIS резултати, BDI резултати и интервал на взаимодействие между ITI и скоростта на подсилване. ITI и скоростта на армиране са фиктивни кодирани (висок ROR = 1, low = 0; къс ITI = 1, long = 0), и BIS / BDI резултати са преизчислени със средна стойност на 0. Това беше сравнено с нулев модел, използвайки тест за коефициент на вероятност (LRT). LRT се използват обикновено при моделиране на латентни променливи за сравняване между два вложени модела, например в латентен анализ на класа (Колинс и Ланза, 2010), или между пригодността на два регресионни модела, както в този случай. Това беше сравнено с пълния модел, в който термините на взаимодействие бяха моделирани във всяка ковариация.

На този етап данните бяха тествани, за да се провери дали данните отговарят на разпределението на poisson. От решаващо значение е, че регресията на пуассон предполага, че условната средна стойност и дисперсията са равни. Докато отклоненията от това предположение имат малък ефект върху общите регресионни коефициенти, когато свръхдисперсията (разликата е по-голяма от средната) е съществена, това води до понижаване на стандартните грешки, увеличавайки риска от фалшиви положителни резултати. Докато стабилните стандартни грешки могат да се използват за коригиране на тези (Cameron и Trivedi, 2009), алтернатива е да се изчисли отрицателен биномиален регресионен модел, който включва допълнителен параметър за моделиране на свръхдисперсия. За данните за придобиване е използван този подход. За данните за екстинкция, докато данните са свръхдиспергирани, нивото на дисперсията е значително по-малко, така че за регресионния модел са приложени стабилни стандартни грешки.

Редица извънредни стойности бяха открити при ниските данни за изчезване на армировката. Проучването на данните показа, че редица комарджии в дългосрочното състояние на ИТИ с ниско подсилване спряха да играят по-малко от две хазартни игри в случай на изчезване и че това са отдалечени точки от данни. Тези участници (n = 3) съобщава в debrief, че третира £ 10 като изпъкнало, или спиране веднага след като е спечелило £ 10, или спряло да остане над £ 10, независимо от всяка промяна в непредвидени обстоятелства. Тези участници бяха изключени от по-нататъшен анализ.

Поведение на хазарта

За изследване на ефекта от поведенческите и характеристичните променливи върху поведението на придобиване е използван офсетен отрицателен биномиален регресионен модел за контрол на диференциалните ефекти на експозицията, където същите променливи са използвани за ограничените и пълните факторни модели като данни за екстинкция. Те разкриха, че ограниченият модел (Маса Table11) е по-подходящ от нулевия модел (G² = 22.74, p <0.001), но че пълен факториален модел не е по-подходящ от ограничения модел (G² = 6.359, p = 0.784). Това разкри, че участниците, изложени на по-висока степен на укрепване, залагат по-често при придобиването.

 

Таблица 1

Модел на компенсирания отрицателен биномна регресия на данните за придобиване

PREE Задача

Анализът ANOVA, проведен върху данните за екстинкция, разкри основните въздействия на блока, F(2.541,292.187) = 131.095, p <0.001, η2p = 0.533, където линейният контраст е значителен, F(1,115) = 229.457, p <0.001, η2p = 0.666 и скоростта на армиране, F(1,115) = 82.912, p <0.001, η2p = 0.419, но няма основен ефект от ITI, F(1,115) = 1.455, p = 0.23. Имаше взаимодействие между блока и степента на армиране, F(2.541,292.187) = 22.801, p <0.001, η2p = 0.165 и по-нататъшно взаимодействие между скоростта на укрепване и ITI, F(1,115) = 6.317, p = 0.0133, η2p = 0.052. Нямаше взаимодействие между блок и ИТИ, F(2.541,292.187) = 1.124, p = 0.334 или тристранно взаимодействие, F(2.541,292.187) <1. Основният ефект от блока показва, че отговорите намаляват с увеличаването на броя на блоковете (т.е. участниците угасват). Това взаимодейства със скоростта на укрепване, тъй като участниците, изложени на по-висок процент на укрепване, угасват по-бързо, което предполага наличието на PREE. Основният ефект от скоростта на укрепване означава същата констатация. Скоростта на укрепване и взаимодействието с ITI показва, че когато има нисък процент на укрепване с дълъг ITI, участниците залагат по-дълго при изчезване (Фигура Figure22). Блокът и скоростта на ефектите на подсилване, както и взаимодействието между блока и скоростта на армиране са големи по размер (η2p > 0.12), докато взаимодействието между скоростта на укрепване и взаимодействието с ITI е малко до средно.

 

ФИГУРА 2

Данни за изчезване на данни за всички групи, в блокове на изпитания 10.

Индивидуални различия

За да се тества ролята на индивидуалните различия в персеверативния хазарт, беше използвана процедура за регресия на пуассон за броя на хазартните игри в изчезване. LRT показа, че първоначалният ограничен модел е по-добро напасване на данните в сравнение с нулевия модел (G² = 581.15, p <0.001). Моделът на ограничена регресия (Маса Table22) посочиха, че по-ниските темпове на укрепване и по-дългите прогнози на ИТИ предвиждат по-продължителни хазартни игри. Тези термини са взаимодействали по същия начин, както факторната ANOVA. Впоследствие бе извършен допълнителен регресионен модел, включващ термини на взаимодействие между различните ковариати (Маса Table33) със същите променливи като регресията в Маса Table11. LRT, сравняващ моделите с ограничена и пълна факторна регресия, показа, че пълният факторен модел е по-добро прилягане на данните (G² = 66.44, p <0.001). Това разкрива същите значителни ефекти, както преди, но също така, че по-високата самоотчетена импулсивност предсказва по-продължителни хазартни игри. Съществува тенденция, която предполага, че това взаимодейства със скоростта на укрепване, като по-малко импулсивни индивиди изглеждат по-малко постоянни в условия на ниско подсилване. Резултатите по двете психометрични мерки са взаимодействали и е имало трипосочно взаимодействие между ITI, степен на укрепване и BDI, с по-депресирани индивиди с висок процент на укрепване, кратко хазартна група за ITI за по-дълго време в изчезване (Фигура Figure33).

 

Таблица 2

Ограничен регресионен модел на пуассон на данни за екстинкция с устойчиви стандартни грешки.

 

Таблица 3

Пълен пуасонов регресионен модел на данни за екстинкция с стабилни стандартни грешки.

 

ФИГУРА 3

Boxplot на състоянието на депресията и делът на хазартните игри в изчезване за всяко от четирите условия.

Задача за решение за непредвидени обстоятелства

Анализът на данните от преценката за непредвидени обстоятелства разкри, че значителен основен ефект на F(6.526,737.416) = 3.735, p = 0.001, η2p = 0.032. Основният ефект на блока също включва значителен линеен контраст, F(1,113) = 10.312, p = 0.002, η2p = 0.084, което показва, че участниците са се калибрирали по-добре, тъй като впоследствие са преценявали ефикасността на лекарството (Фигура Figure44). Основни ефекти на ИТИ, F(1,113) <1 и степен на армиране, F(1,113) <1, не са наблюдавани. Взаимодействия между блок и ITI, F(6.526, 737.415) <1, блок и скорост на армиране, F(6.526,737.415) <1, и ITI и степен на армиране, F(1,113) = 1.109, p = 0.295, не са значими. Тристранно взаимодействие между блок, скорост на армиране, F(6.526,737.416) = 1.048, p = 0.399, също не е значим.

 

ФИГУРА 4

Парцел на средни непредвидени присъди в присъдите на участниците в 10.

Финансиране. Това изследване, което се съдържа в този доклад, е финансирано от Съвета за икономически и социални изследвания (ES / J500100 / 1) и Изследователския съвет по инженерни и физически науки (EP / GO37574 / 1).

¹В това проучване се докладва, че тяхната извадка от високочестотни комарджии (n = 19) съдържа само три патологични комарджии и средният брой на DSM-IV одобрените критерии за патологичен хазарт е 2.3, което показва, че това е разлика, открита при ниски до умерени нива на проблемна хазартна дейност.

²Отпаднаха редица участници в различни условия (n = 18). Участниците, които се оттеглиха, бяха преиздадени. Всички участници, които отпаднаха завършилите мерки на депресия и импулсивност. По-голямата част от тези отпаднали (82%) са в ниска степен на укрепване, високо състояние на ИТИ. Бяха проведени непараметрични тестове, за да се провери дали участниците, които са отпаднали, се различават от останалите участници от едно и също условие във всеки един случай. Не са наблюдавани значителни разлики в резултатите от импулсивността или депресията, нито в скоростта, която те са хазартни преди отпадане (подписан от Wilcoxon тест за ранг, p > 0.05). Всички участници бяха разпитани при оттегляне от експеримента. Участниците, които отпаднаха, съобщиха, че са се оттеглили от експеримента, тъй като продължителността на проучването е в противоречие с други ангажименти (например лекции).

• Abramson LY, Garber J., Edwards NB, Seligman ME (1978). Промени в депресията и шизофренията. J. Abnorm. Psychol. 87 102. [PubMed]
• Afifi TO, LaPlante DA, Taillieu TL, Dowd D., Shaffer HJ (2014). Включване на хазарта: отчитане на честотата на игра и умерените ефекти от пола и възрастта. Int. J. Mind Health Addict. 12 283–294. 10.1007/s11469-013-9452-3 [Крос Реф]
• Сплав LB, Abramson LY (1979). Преценка на случайността в депресирани и недепресирани студенти: тъжна, но по-мъдра? J. Exp. Psychol. Gen, 108 441. [PubMed]
• Американска психиатрична асоциация (2013). Диагностично и статистическо ръководство за психични разстройства (DSM-5^®). Вашингтон: Американска психиатрична публикация.
• Baker A., ​​Msetfi RM, Hanley N., Murphy R. (2010). - Депресивен реализъм? за съжаление не е по-мъдър ” Клинични приложения на теорията на обучението, eds Haselgrove M., Hogarth L., редактори. (Hove: Психология Прес;), 153-179.
• Barela PB (1999). Теоретичните механизми, лежащи в основата на ефекта на пробно разстояние в обусловеното от Павлов страх. J. Exp. Psychol. Аним. Behav. Process. 25 177. [PubMed]
• Beck AT, Steer RA, Carbin MG (1988). Психометрични свойства на инвентара на депресията на Бек: двадесет и пет години на оценка. Clin. Psychol. Rev. 8 77 – 100.
• Beck AT, Ward CH, Mendelson MM, Mock JJ, Erbaugh JJ (1961). Опис за измерване на депресията. Арх. Психиатрия 4 561 – 571. 10.1001 / archpsyc.1961.01710120031004 [PubMed] [Крос Реф]
• Blaszczynski A., Cowley Е., Anthony C., Hinsley K. (2015). Прекъсвания в играта: постигат ли поставените цели? J. Gambl. конезавод, [Epub преди печат] 10.1007 / s10899-015-9565-7 [PubMed] [Крос Реф]
• Blaszczynski A., Nower L. (2002). Модел на пътя на проблема и патологичния хазарт. Пристрастеност 97 487 – 499. [PubMed]
• Bouton ME, Woods AM, Тод TP (2014). Разделяне на базираните на времето и базирани на проби сметки за ефекта на частично изчезване на армировката. Behav. Process. 101 23 – 31. [PMC безплатна статия] [PubMed]
• Breen RB, Zuckerman M. (1999). Преследване в хазартното поведение: личностни и познавателни детерминанти. Pers. Индивидуал. Diff. 27 1097 – 1111.
• Cameron AC, Trivedi PK (2009). Микроиконометрия Използване на стата. College Station, Тексас: Stata Press.
• Campbell-Meiklejohn DK, Woolrich MW, Passingham RE, Rogers RD (2008). Да знаеш кога да спреш: мозъчните механизми за преследване на загуби. Biol. психиатрия 63 293 – 300. [PubMed]
• Capaldi EJ (1966). Частично укрепване: хипотеза за последователни ефекти. Psychol. Rev. 73 459. [PubMed]
• Capaldi EJ, Мартинс AP (2010). Прилагането на спомени от резултатите от усилването основно за кондициониране на Павлов. Уча. Мотив. 41 187 – 201.
• Coates Е., Blaszczynski A. (2014). Прогнози за дискриминация на възвръщаемостта при игра на слот машини. J. Gambl. Stud. 30 669–683. 10.1007/s10899-013-9375-8 [PubMed] [Крос Реф]
• Collins LM, Lanza ST (2010). Анализ на латентен клас и латентен преход: с приложения в социалните, поведенческите и здравните науки. Хобокен, Ню Джърси: Джон Уайли и синове.
• Crossman EK, Bonem EJ, Phelps BJ (1987). Сравнение на моделите за отговор по графиците с фиксирана, променлива и случайна съотношение. J. Exp. Anal. Behav. 48 395 – 406. 10.1901 / jeab.1987.48-395 [PMC безплатна статия] [PubMed] [Крос Реф]
• Dickerson MG (1979). FI графици и постоянство в хазарта във Великобритания. J. Appl. Behav. Anal. 12 315 – 323. [PMC безплатна статия] [PubMed]
• Dickerson MG (1984). Принудителни комарджии. Лондон: Addison-Wesley Longman Ltd.
• Dixon MJ, Fugelsang JA, MacLaren VV, Harrigan KA (2013). Играчите могат да дискриминират „тесните“ от „свободните“ електронни игрални автомати. Int. Gambl. Stud. 13 98 – 111. 10.1080 / 14459795.2012.712151 [Крос Реф]
• Dixon MJ, Harrigan KA, Jarick M., MacLaren V., Fugelsang JA, Sheepy E. (2011). Психофизиологични сигнали за възбуда на почти пропуски в игра на слот машина. Int. Gambl. Stud. 11 393 – 407.
• Dymond S., McCann K., Griffiths J., Cox A., Crocker V. (2012). Възникване на спешни реакции и оценка на резултатите в хазарта на слот машини. Psychol. Addict. Behav. 26 99 – 111. 10.1037 / a0023630 [PubMed] [Крос Реф]
• Fantino E., Navarro A., O'Daly M. (2005). Науката за вземане на решения: поведение, свързано с хазарта. Int. Gambl. Stud. 5 169 – 186.
• Fortune EE, Goodie AS (2012). Когнитивни нарушения като компонент и фокус на лечението на патологичния хазарт: преглед. Psychol. Addict. Behav. 26 298. [PubMed]
• Gallistel CR, Gibbon J. (2000). Време, скорост и кондициониране. Psychol. Rev. 107 289. [PubMed]
• Grey HM, LaPlante DA, Shaffer HJ (2012). Поведенчески характеристики на интернет комарджиите, които предизвикват интервенции за корпоративна отговорност. Psychol. Addict. Behav. 26 527 – 535. 10.1037 / a0028545 [PubMed] [Крос Реф]
• Griffiths MD, Auer M. (2013). Несъстоятелността на дивечовия тип при придобиването, развитието и поддържането на проблемния и патологичен хазарт. Front. Psychol. 3: 621 10.3389 / fpsyg.2012.00621 [PMC безплатна статия] [PubMed] [Крос Реф]
• Harrigan KA (2007). Структурни характеристики на слот машините: изкривени изгледи на играча за процентите на изплащане. J. Gambl. въпроси 215-234. 10.4309 / jgi.2007.20.7 [Крос Реф]
• Harrigan KA, Dixon MJ (2009). PAR Листове, вероятности и игра на слот машини: последици за проблемни и непроблемни хазартни игри. J. Gambl. въпроси 81-110. 10.4309 / jgi.2009.23.5 [Крос Реф]
• Haw J. (2008a). Графики на утвърждаване на произволно съотношение: ролята на ранните победи и неинтегрираните опити. J. Gambl. въпроси 56-67. 10.4309 / jgi.2008.21.6 [Крос Реф]
• Haw J. (2008b). Връзката между подсилването и избора на игрални машини. J. Gambl. Stud. 24 55–61. 10.1007/s10899-007-9073-5 [PubMed] [Крос Реф]
• Hayden BY, Platt ML (2007). Временното дисконтиране прогнозира чувствителност на риска при макаците резус. Curr. Biol. 17 49 – 53. 10.1016 / j.cub.2006.10.055 [PMC безплатна статия] [PubMed] [Крос Реф]
• Hing N., Gainsbury S., Blaszczynski A., Wood RT, Lubman D., Russell A. (2014). Интерактивни хазартни игри. Доклад за изследване на хазарта в Австралия от Службата за ликьор Мелбърн, VC: Министерство на правосъдието в областта на игрите и състезанията; Наличен в: http://www.gamblingresearch.org.au/resources/6482d5fa-f068-41e5-921f-facd4f10365e/interactive+gambling.pdf [Достъп до 1 2014 август].
• Horsley RR, Osborne M., Norman C., Wells T. (2012). Високочестотните комарджии показват повишена устойчивост на изчезване след частично подсилване. Behav. Brain Res. 229 438 – 442. [PubMed]
• Humphreys LG (1939). Ефектът от случайното редуване на усилването върху придобиването и изчезването на условните реакции на клепачите. J. Exp. Психол. 25 141.
• Hurlburt RT, Knapp TJ, Knowles SH (1980). Симулирана игра на слот машини с паралелно и променливо съотношение на графика на армиране. Psychol. Rep. 47 635 – 639. 10.2466 / pr0.1980.47.2.635 [Крос Реф]
• Kassinove JI, Schare ML (2001). Ефекти от “близостта” и “голямата победа” за постоянство в хазарта на слот машини. Psychol. Addict. Behav. 15 155. [PubMed]
• Kräplin A., Dshemuchadse M., Behrendt S., Scherbaum S., Goschke T., Bühringer G. (2014). Дисфункционално вземане на решения при патологичен хазарт: специфичност на модела и ролята на импулсивността. Psychiatry Res. 215 675 – 682. [PubMed]
• LaBrie RA, LaPlante DA, Nelson SE, Schumann A., Shaffer HJ (2007). Оценка на конкурентните условия: проспективно проучване на хазарта в интернет по отношение на хазарта по интернет. J. Gambl. Stud. 23 347–362. 10.1007/s10899-007-9067-3 [PubMed] [Крос Реф]
• LaPlante DA, Nelson SE, Grey HM (2014). Широчина и дълбочина: разбиране на участието в хазарта по интернет и връзката му с хазартните проблеми. Psychol. Addict. Behav. 28 396 – 403. 10.1037 / a0033810 [PubMed] [Крос Реф]
• Lesieur H., Blume S. (1987). Екран за хазарт в южния дъб (SOGS): нов инструмент за идентифициране на патологични комарджии. Am. J. Psychiatry 144 1184 – 1188. [PubMed]
• Lewis DJ, Дънкан CP (1956). Ефект от различните проценти на паричната награда при изчезване на отговор, който дърпа лоста. J. Exp. Психол. 52 23. [PubMed]
• Lewis DJ, Дънкан CP (1957). Очакванията и съпротивлението на изчезване на реакцията на издърпване на лоста като функция на процента на усилване и размера на възнаграждението. J. Exp. Психол. 54 115. [PubMed]
• Люис DJ, Дънкан CP (1958a). Очакване и устойчивост на изчезване на реакцията на издърпване на лоста като функция на процента на усилване и броя на изпитванията за придобиване. J. Exp. Психол. 55 121. [PubMed]
• Lewis DJ, Дънкан CP (1958b). Известен опит и частично укрепване. J. Abnorm. Soc. Psychol. 57 321. [PubMed]
• Linnet J., Rømer Thomsen K., Møller A., ​​Callesen MB (2010). Честота на събитията, вълнение и желание за хазарт, сред патологичните комарджии. Int. Gambl. Stud. 10 177 – 188. 10.1080 / 14459795.2010.502181 [Крос Реф]
• Mackintosh NJ (1974). Психология на животните. Оксфорд: Академик Прес.
• MacLaren VV, Fugelsang JA, Harrigan KA, Dixon MJ (2011). Личността на патологичните комарджии: мета-анализ. Clin. Psychol. Rev. 31 1057 – 1067. [PubMed]
• MacLin OH, Dixon MR, Daugherty D., Small SL (2007). Използване на компютърна симулация на три слот машини, за да се изследва предпочитанието на комарджия сред различните гъстоти на алтернативите, които почти не се допускат. Behav. Res. методи 39 237 – 241. [PubMed]
• Madden GJ, Ewan EE, Lagorio CH (2007). Към животински модел на хазарта: забавяне на дисконтирането и привличането на непредвидими резултати. J. Gambl. Stud. 23 63–83. 10.1007/s10899-006-9041-5 [PubMed] [Крос Реф]
• Miguez G., Witnauer JE, Laborda MA, Miller RR (2014). Пробно разстояние по време на изчезване: ролята на контекст-асоциациите. J. Exp. Psychol. Аним. Уча. Cogn. 40 81. [PubMed]
• Miller NV, Currie SR, Hodgins DC, Casey D. (2013). Валидиране на проблемния индекс на тежестта на хазарта с помощта на потвърждаващ факторен анализ и моделиране на раш. Международна J. Methods Psychiatr. Рез. 22 245 – 255. [PubMed]
• Moody EW, Sunsay C., Bouton ME (2006). Грундиране и пробно разстояние при изчезване: ефекти върху изчезването, спонтанно възстановяване и възстановяване на апетитното кондициониране. QJ Exp. Psychol. 59 809 – 829. [PubMed]
• Msetfi RM, Murphy RA, Simpson J. (2007). Депресивен реализъм и ефекта на интерстилационния интервал върху преценките на нула, положителни и отрицателни условности. QJ Exp. Psychol. 60 461 – 481. [PubMed]
• Msetfi RM, Murphy RA, Simpson J., Kornbrot DE (2005). Депресивен реализъм и отклонение в плътността в крайните решения: ефекта на контекста и интерстиращия интервал. J. Exp. Psychol. Ген 134 10. [PubMed]
• Orford J., Wardle H., Griffiths M., Sproston K., Erens B. (2010). PGSI и DSM-IV в Британското проучване на разпространението на хазарта в 2007: надеждност, реакция на елементите, факторна структура и между-мащабно споразумение. Int. Gambl. Stud. 10 31 – 44.
• Orgaz C., Estévez A., Matute H. (2013). Патологичните комарджии са по-уязвими към илюзията за контрол в стандартната асоциативна учебна задача. Front. Psychol. 4: 306 10.3389 / fpsyg.2013.00306 [PMC безплатна статия] [PubMed] [Крос Реф]
• Patton JH, Stanford MS, Barratt ES (1995). Факторна структура на скалата на Баррат. J. Clin. Psychol. 51 768 – 774. [PubMed]
• Poon L., Halpern J. (1971). Малки изпитания PREE с възрастни хора: устойчивост на изчезване като функция от броя на NR преходите. J. Exp. Психол. 91 124.
• Sharpe L. (2002). Преформулиран когнитивно-поведенчески модел на проблемния хазарт: биопсихосоциална перспектива. Clin. Psychol. Rev. 22 1–25. 10.1016/S0272-7358(00)00087-8 [PubMed] [Крос Реф]
• Stout SC, Chang R., Miller RR (2003). Пробното разстояние е определящ фактор за взаимодействието. J. Exp. Psychol. Аним. Behav. Process. 29 23. [PubMed]
• Sunsay C., Bouton ME (2008). Анализ на ефекта на пробно разстояние с относително дълги интерстиращи интервали. Уча. Behav. 36 104 – 115. [PubMed]
• Sunsay C., Stetson L., Bouton ME (2004). Ефекти на зареждане на паметта и пробни интервали в обучението на Павлов. Уча. Behav. 32 220 – 229. [PubMed]
• Wardle H., Moody A., Spence S., Orford J., Volberg R., Jotangia D., et al. (2011 г.). Британски преглед на разпространението на хазарта 2010. Лондон: Канцеларската канцелария.
• Weatherly JN, Sauter JM, крал BM (2004). “Голямата победа” и съпротивата на изчезването при хазарта. Й. Психол. 138 495 – 504. [PubMed]