Kial kelkaj ludoj estas pli adictivos ol aliaj: la efikoj de tempo kaj pagado pri personeco en Slot Machine Machine (2016)

Rikardo JE James,¹ Claire O'Malley,^1,2 kaj Rikardo J. Tunney^1,*

Informo de aŭtoro ► Artikoloj de artikoloj ► Kopirajto kaj Permesila informo ►

Manipulado de malsamaj kondutaj trajtoj de videoludado povas potenciale influi la mezuron en kiu individuoj persistas je hazardludo, kaj ilian transiron al problemaj kondutoj. Ĉi tio havas eblan efikon por moveblaj hazardludaj teknologioj kaj respondecaj hazardludaj intervenoj. Du laboratoriaj modeloj koncernaj al ĉi tio estas la parta plifortiga efiko (PREE) kaj la provo-interspaciga efiko. Ĉi tiuj ambaŭ eble rapidigos aŭ prokrastos la akiron kaj estingon de kondiĉita konduto. Ni raportas eksperimenton, kiu manipulis la indicon de plifortigo kaj interprocesa intervalo (ITI) sur simulita fendo-maŝino, kie partoprenantoj ricevis la elekton inter vetludado kaj saltego sur ĉiu provo, antaŭ ol perseveranta videoludado mezuris en estingo, sekvita per mezuradoj de la iluzio. de kontrolo, depresio kaj impulsemo. Ni hipotezis, ke pli longaj ITI-oj kune kun la malaltaj tarifoj de plifortigo observitaj en vetludado kondukus al pli granda persistemo. Ni plue hipotezis, konsiderante, ke oni scias, ke tempa graveco montras iluzian kontrolon kaj eble persistas en videoludado, ke antaŭa eksponiĝo al pli longaj intertempoj povus influi iluziojn de kontrolo. Oni observis interagadon inter ITI kaj indico de plifortigo, ĉar malaltaj plifortigitaj ludantoj kun longa ITI ludis pli longe. Respondantoj ankaŭ montris estingon kaj PREE. Ludantoj eksponitaj al pli alta indico de plifortikado ludis pli longe en akiro. Senforteco estis asociita kun plilongigita persistemo en formorto, kaj pli deprimitaj ludantoj en la alta plifortiga mallonga ITI-grupo persekutis pli longe. Rendimento en la kontenta juĝo malsukcesis subteni la duan hipotezon: la sola signifa kontrasto observita estis, ke partoprenantoj pli bone kalibriĝis dum la tasko progresis.

Prokrasto, Prova Spacado, Kaj ITI

Pliigi la intervalon inter vetludoj eble estas instrumenta por kuraĝigi daŭran ludadon kaj eble estas ero malantaŭ la populareco de iuj ludoj. Ekzemple loterioj ludis multajn prokrastojn inter ludoj kaj ofte estas la plej popularaj kaj ofte ludataj ludoj (Wardle et al., 2011). Ĉi tio povas esti ĉar loterioj estas tre haveblaj (inter multaj konsideroj), en iuj jurisdikcioj (ekz. Britujo) aliaj ludoj estas ofertitaj kune kun loterioj (ekz., Bildkartoj), kontrolante la haveblecon. Malgraŭ tio, multaj pli multaj homoj ludas la loterion ol simile haveblajn ludojn, kaj faras tion pli ofte. Tamen, la perceptita risko de damaĝo estas tre malalta, kvankam ne klaras, ĉu la "toksomanio" de hazardludo kuŝas en specifaj ludoj (Afifi et al., 2014) aŭ specifaj kondutaj ecoj (Griffiths kaj Auer, 2013). Iuj moveblaj videoludoj ekspluatas similajn efikojn devigante prokrastojn inter ludoj de videoludaj ludoj. En-ludanta vetado, kiu estas asociita kun movebla (Hing et al., 2014) kaj problemo pri hazardludo (Gray kaj aliaj, 2012; LaPlante et al., 2014), kombinas kontinuan kaj malkontinuan ludadon. Kompreni la rolon de tempolimo kaj latenteco pri videoludado havas gravajn konsekvencojn por pli novaj formoj de vetludado, kiel movebla videoludado (kie en-ludada vetado estas forte antaŭenigita), ĉar la maniero kiel homoj uzas inteligentajn telefonojn verŝajne pliigos latencojn inter vetludoj. En-ludado rilatas al vetoj faritaj sur evento (ekz. Futbala matĉo) dum la evento mem okazas dum en tradiciaj formoj de vetado la vetado estas farita antaŭ la evento. Griffiths kaj Auer (2013) argumentu en-ludanta vetado povus esti pli toksema ĉar ĝi estas pli kontinua. Tamen, konsiderindaj malkontinuecoj persistas en ludado, ĉar vetado restas limigita ene de evento. Realaj datumoj pri en-ludada vetado (LaBrie et al., 2007) malkaŝas miksitajn trovojn: kvankam ekzistas klara risko de problemoj pri vetludado, la trovoj ne decide konkludas ĉi tion pro ĝia kontinua naturo; en-ludaj ludantoj metis malpli multajn vetojn kaj estis malmulta diferenco en ĉiutagaj niveloj de vetado. Kvankam en-ludaj vetantoj vetis kun pli da mono entute, la meza vetado estis pli malalta ol tradicia sporta vetado, kaj en-ludaj vetantoj havis malpli altan netan perdon. Gray kaj aliaj. (2012) sugestu, ke la senprokrasteco inter vetado kaj rezulto povas esti instrumenta por allogi riskajn aŭ impulsajn ludantojn al ludado de ludoj.

La asociaj lernaj literaturoj indikas, ke pliigitaj latencoj inter plifortigoj faciligas akiron de kondiĉitaj kondutoj (Gallistel kaj Gibbon, 2000). Gallistel kaj Gibbon (2000) tempomodelo hipotezas, ke malpliigo de la rilatumo inter plifortikigoj kaj ITI en klasika kaj opera kondiĉo reduktas la nombron de plifortigoj al akiro. Oni asertas, ke ĝi sendependas de parta plifortigo, kio pliigas la nombron de provoj sed ne plifortikigoj. La literaturo pri la "provo-interspaciga efiko", unuavice studita en la kunteksto de klasika kondiĉado (Barela, 1999; Stout et al., 2003; Sunsay et al., 2004; Moody et al., 2006; Sunsay kaj Bouton, 2008; Miguez et al., 2014), trovis, ke disaj provoj faciligas kondiĉadon.

Estas malpli klare, ĉu pli grandaj latentoj en estingo influas agadon. Gallistel kaj Gibbon (2000) aserti ke la intervalo sen plifortigado prefere ol ne-plifortigaj okazaĵoj estas ŝlosila, kaj ke preterlasitaj plifortigoj en estingo estas ne tuŝitaj per parta plifortigo. Aliaj esploroj identigis ITI-efikojn pri estingo, kun pli granda forigo de respondado observita kun pli mallongaj ITI-oj (Mackintosh, 1974; Moody et al., 2006).

Tempaĵo estas pensita kiel grava ero de la iluzio de kontrolo (Msetfi et al., 2005, 2007; Baker et al., 2010), kognitiva biaso ĝenerala en problemaj videoludoj (Fortuno kaj Goodie, 2012). Iluzioj de kontrolo, operaciitaj kiel supervaloraĵo de la rilato inter respondo kaj rezulto, povas esti induktitaj per kontingenta juĝa tasko en kiu ĉi tiuj eventoj ne rilatas, sed la rezulto okazas tre ofte. Normaj ekzemploj de ĉi tiu tasko inkluzivas butonon puŝantan taskon asociitan al la ŝaltado de lumo (Alloy kaj Abramson, 1979), aŭ medicina decida tasko juĝanta la rilaton inter eksperimenta drogo kaj pacienca plibonigo (Orgaz et al., 2013). La mezuro en kiu ne deprimitaj individuoj montras iluziojn de kontrolo estas influita de la latenteco inter provoj: pli longaj ITI-oj estas asociitaj kun pli forta iluzia kontrolo en ne-deprimitaj individuoj (Msetfi et al., 2005). Problemaj ludantoj montras pli fortajn iluziojn de kontrolo en paradigmoj de juĝa kontento (Orgaz et al., 2013), kvankam la kaŭza direkto de ĉi tiu rilato restas neklara: vasta ekspozicio al iuj horaroj de plifortigo povus pliigi iluziojn de kontrolo, aŭ homoj susceptibles al iluzioj de regado eble pli probable disvolvos problemojn de hazardludo. Ni inkluzivis taskon derivitan de la sama paradigmo kiel Orgaz et al. (2013), kiujn partoprenantojn oni petis plenumi post la taska maŝina tasko. Ni ankaŭ mezuris deprimon ĉar deprimitaj homoj ŝajnas fari pli kalibrajn juĝojn en ĉi tiu paradigmo (Alloy kaj Abramson, 1979) kun pli longa ITI (Msetfi et al., 2005). Malordigita humoro ankaŭ estis identigita kiel ebla vojo al problemaj videoludoj (Blaszczynski kaj Nower, 2002).

Parta Plifortigo-Estingo-Efiko kaj Senpoveco

La parta plifortiga efiko (PREE) estas konduta paradokso en kiu malforte plifortigitaj kondutoj persistas pli longe sen plifortigo relative al pli konstante okazantaj plifortigiloj (Mackintosh, 1974; Bouton et al., 2014), ekzemple dum plilongigita periodo de perdoj en vetludado (Dickerson, 1979; Fantino et al., 2005; Horsley et al., 2012). Partaj plifortigaj mankoj estis identigitaj en altfrekvencaj ludantoj¹, kiuj bezonas pli longe ol distraj ludantoj por estingi ĉi tiujn asociojn (Horsley et al., 2012), ŝanĝo, kiu povus okazi de kronika ekspozicio al la horaroj de plifortigo en vetludado. Horsley et al. (2012) raportas, ke kvankam parta plifortigo estas hipotezita esti grava ero en vetludado, la evidenta bazo estas malabunda. Malsukceso estingiĝi estis identigita kiel markilo de problema videoludado (Weatherly et al., 2004). Malsukceso ankaŭ rekte (ekz. Malsukcesaj klopodoj ĉesigi vetludadon, vetludado pli ol celita) aŭ nerekte (ekz. Persekuti perdojn) respondas al indikiloj por Ludila Malordo (Usona Psikiatra Asocio, 2013) aŭ problemo pri hazardludo (Lesieur kaj Blume, 1987).

Ne mirigas, ke la PREE estis ligita kun vetludado, kaj konsiderinda atento estis studita ĉi tion en fendaj maŝinoj. Slotmaŝinoj tendencas havi tre malaltan indicon de plifortigado (kvankam tio varias de komputilaj maŝinoj), kaj ludantoj persistas en ludado malgraŭ muntado de sekvencoj de perdoj. Estas literaturo, kiu uzis fendajn maŝinajn taskojn por provi la efikojn de parta plifortikigo sur lernantoj. Lewis kaj Duncan (1956), 1957, 1958a,b) faris serion de eksperimentoj uzante simulitan vetludadon por testi teoriojn pri parta plifortigo, trovante, ke pli malaltaj rekompencaj probabloj estis asociitaj kun pli granda persistemo. Poon kaj Halpern (1971) uzis similan paradigmon por testi Tiu de Capaldi (1966); Capaldi kaj Martins, 2010) partaj plifortigaj teorioj per manipulado de provaj ordoj en fendo-maŝina tasko kun malgranda nombro de akiraj provoj. Kassinove kaj Schare (2001) manipulis grandajn venkojn kaj preskaŭ-misojn en persista konduto en estingo en simila paradokmo de fendo-maŝino, trovante, ke preskaŭ-mis-denseco influis la mezuron, en kiu partoprenantoj persistis vetludi, sed ne grandajn venkojn.

Malsamaj horaroj de plifortigo potenciale influas kiel estingas kondutoj (Madden et al., 2007; Haw, 2008a) Ludado funkcias laŭ hazarda raporta horaro de plifortigo, subaro de la ŝanĝiĝema rilatuma horaro. Malpli bone komprenata ol variablaj raportaj horaroj, estas informite kontrasti, kiel hazardaj raportaj horaroj diferencas de ŝanĝiĝemaj rilatumaj horaroj. La tipa distribuo la nombro da provoj ĝis respondo estas plifortigita laŭ hazarda raporto-horaroj sekvas L-forman ŝablonon; la nombro da provoj rapide falas post malgranda nombro da ludoj, sed daŭras nedifinite je tre malalta probableco. Male al ŝanĝiĝema raporta horaro ĝi kutime (sed ne nepre) kazas, ke la probablo de la nombro de provoj al plifortikigo estas egale distribuita, kaj ekzistas supera limo al la nombro de provoj antaŭ ol konduto plifortiĝas (Haw, 2008a). Studoj komparantaj ĉi tiujn horarojn ne montris klarajn diferencojn; Hurlburt et al. (1980) trovis neniun diferencon inter ŝanĝiĝemaj kaj hazardaj raportaj horaroj en vetludado, kvankam malfortoj kun ĉi tiu studo estis identigitaj (Haw, 2008b). Crossman et al. (1987) trovis neniun diferencon inter tri rilatumaj plifortigaj horaroj (ŝanĝiĝemaj, fiksaj kaj hazardaj) en bestoj. Lastatempaj studoj sugestis, ke hazardaj raportaj horaroj pruvas pli perseveran konduton kompare kun fiks-proporciaj horaroj, aparte kiam la nombro de provoj al plifortigo estas tre granda (Madden et al., 2007).

La tasko pri slot-maŝinoj, kiujn ni elmontras en ĉi tiu raporto, estis destinita tiel, ke partoprenantoj devas riski monon, kiun ili gajnis dum la eksperimento, sed la kvanto de mono gajnita iom post iom kreskus. La malaltaj plifortigaj kondiĉoj provis krei situacion similan al reala mono-vetludado. Unu kritiko de multaj fendaj maŝinaj eksperimentoj estis, ke ĉi tiuj studoj tendencis uzi altan indicon de plifortigo rilate al realaj fendaj maŝinoj (Kassinove kaj Schare, 2001; Harrigan, 2007). Mekanika tri-bobena fenda maŝino havas gajnan probablon de 9%, sed tio varias laŭ komputilaj maŝinoj (Harrigan kaj Dixon, 2009). En esplorado pri hazardludo (ekz. MacLin et al., 2007; Dixon et al., 2011) pli altaj tarifoj de plifortigo (20%) estis uzataj en estingaj paradigmoj. Ni decidis uzi indicon de plifortigo de 30%, funkciante laŭ hazarda raporta horaro de plifortigo simila al reala videoludado.

Mem-raportita impulsemo estis mezurita impulsiveco antaŭdiras persistajn vetludojn antaŭ pliigaj perdoj, kaj estas vojo al problemaj videoludoj. Breen kaj Zuckerman (1999) trovis, ke impulsemaj ludantoj "persekutis" perdojn dum pli longe en hazardludo, kie la probabla venko malpliiĝis dum la eksperimento daŭris. Senpoveco estis identigita kiel riska faktoro por problemoj pri hazardludo, problemaj ludantoj (MacLaren et al., 2011; Kräplin et al., 2014) montras pli altan raportitan impulsemon.

Por testi ĉu ĉi tiuj kondutaj efikoj instigas persistajn hazardludojn, ni faris du-partan eksperimenton, kie ITI kaj indico de plifortigo estis manipulitaj. Partoprenantoj estis asignitaj al unu el kvar grupoj kaj eksponitaj al alta aŭ malalta indico de plifortigo, kaj al longa aŭ mallonga ITI inter vetludoj. Asocioj estingiĝis post kiam oni gajnis certan monon. Partoprenantoj poste plenumis kontentan juĝan taskon, per kiu ili juĝis la efikecon de eksperimenta drogo. La literaturo pri parta plifortigo antaŭdiras, ke individuoj eksponitaj al pli malalta indico de plifortigo persistas pli longe. Provoj bazitaj pri estingoj antaŭdiras, ke amasaj estingaj provoj devas subpremi respondi pli rapide, male al temp-bazita konto, kie eble devas esti neniu diferenco. Senpovaj ludantoj devas persisti pli longe ankaŭ en estingo, surbaze de antaŭaj eksperimentoj rigardantaj persistemon dum perdo-postkurado.

dezajno

La eksperimento estis 2 × 2 inter-subjektoj faktoria dezajno, la indico de plifortigo kaj ITI estis la faktoroj manipulitaj. La indicoj de plifortigo estis 0.7 kaj 0.3. ITI estis aŭ longaj (10 s) aŭ mallongaj (3 s).

En ĉiu provo la partoprenantoj ricevis la elekton aŭ ludi aŭ ne. La nombro de provoj en kiuj partoprenantoj decidis ludi estis la dependa variablo. Oni ankaŭ registris la rezulton de la hazardludo kaj la kvanton da mono partoprenantoj. La estinta fazo estis dividita en blokojn de 10-provoj por analizo. Partoprenantoj ankaŭ estis administritaj pri kontenta juĝa tasko. En la kontrola juĝo tasko mezuroj estis de la proporcio de provoj en kiuj la drogo estis administrita, kaj la kontingenta juĝo farita de partoprenantoj. Senpoveco kaj depresio estis mezuritaj uzante la Barratt Impulsiveness-skalon (BIS-11; Patton et al., 1995) kaj Beck Depresia Inventaro (BDI; Beck et al., 1961) respektive. La BIS-11 estas 30-ero-mezuro, kiu mezuras tri pli altajn ordajn faktorojn de atentema, ne-plananta, kaj motora impulsiveco (Patton et al., 1995). La BDI estas 24-ero-mezuro, kiu mezuras multnombrajn nivelojn de depresia severeco, diskriminacias depresion de angoro kaj havas fortan internan konsekvencon (Beck et al., 1988). Neniuj pluaj mezuradoj de individua diferenco aŭ konduto estis prenitaj krom la raportitaj ĉi tie.

partoprenantoj

Entute 122-partoprenantoj estis varbitaj de la Universitato de Nottingham-komunumo por partopreni ĉi tiun studon (Meza aĝo = 22.63, SD = 3.96, sekso - 69 inoj kaj 53 maskloj)². Ĉi tiu studo estis farita konforme al kaj kun etika aprobo de la Komitato pri Revizio de Etika Psikologio de la Universitato de Nottingham. Ĉiuj partoprenantoj donis skriban konsenton antaŭ la komenco de la eksperimento.

Ne estis evidenteco de iuj trajtoj-diferencoj inter la grupoj. Unudirekta Analizo de Varieco (ANOVA) estis farita ambaŭ demandaron kaj la ANOVAojn por la BIS [F(4,166) = 1.543, p = 0.192] kaj la BDI [F(4,166) = 0.662, p = 0.619] estis ne signifaj.

proceduro

Partoprenantoj estis hazarde atribuitaj al unu el kvar kondiĉoj. Por la unua parto de la eksperimento, partoprenantoj estis petitaj partopreni PREE-paradigmon en la kunteksto de simulita fendmaŝino (cifero Figure11). Partoprenantoj estis rakontitaj kiel la fendomaŝino funkciis, kaj la grando de la rekompenco por ĉiu speco de gajnita rezulto. La simulita fenda maŝino estis simpla unu-linia fenda maŝino kun tri bobenoj. Partoprenantoj gajnis monon se la ikonoj sur tri bobenoj kongruas. Estis kvin malsamaj ikonoj (citrono, ĉerizo, piro, oranĝo kaj bonŝanca sep), kun gajnaj valoroj de 10, 15, 20, 25, kaj 30p. La verŝajneco ke ĉiu venka rezulto okazu estis la sama, do la meza gajna rezulto estis 20p ($ 0.35).

 

FIGURO 1

Ekranoj de la partoprenantoj de la slot-maŝinoj estis donitaj dum la parta plifortiga tasko.

Por ĉiu provo, partoprenantoj ricevis la elekton inter vetludado kaj skipado. La butonoj estis reliefigitaj tiel ke partoprenantoj konsciis pri la du elektoj, kiujn ili havis. Sendepende, ĉu ili elektis ludi aŭ ne, la bildoj sur la tri bobenoj prezentitaj sur la ekrano refreŝigis ĉiun 500-ms por doni la aspekton de movado. Ĉe 1500, 3000, kaj 4500 ms, unu el la bobenoj (de maldekstre dekstren) ĉesis movi. Se la bobenoj kongruis kaj la partoprenanto ludis, la partoprenantoj estis premiitaj mon-korespondanto por valoro de la ikonoj sur la bobeno. Se la bobenoj ne kongruis, ili perdis la veton, kiun ili faris, kiu estis fiksita ĉe 3p (£ 0.03, ekvivalenta al ĉirkaŭ US $ 0.05). Venkoj kaj perdoj estis akompanataj de vidaj kaj aŭdaj reagoj, kiuj diferencis por ĉiu rezulto. Ĉi tiuj bruoj malsamis se la partoprenantoj preterkaptis la ludadon. Dum la tasko la partoprenantoj estis informitaj pri sia nuna bilanco. Inter ĉiu elprovado, la butonoj sur la ekrano restis ruĝaj, signifante, ke la partoprenantoj ne kapablas fari alian veton. La ITI por la mallonga ITI-kondiĉo estis 3000 ms, kaj 10000 ms por la longa ITI-kondiĉo.

Partoprenantoj estis prezentitaj kun 10-praktikaj provoj antaŭ ol la ludo komencis akrediti aŭ depreni monon de la ludanto. Partoprenantoj estis informitaj kiam la praktikaj provoj finiĝis. Post kiam la eksperimentaj provoj komenciĝis, la partoprenantoj ludis ĝis ili atingis kriterion, antaŭvidita ol £ 10.00 (US $ 15.40) en la banko. Post kiam partoprenantoj atingis kriterion, ili estis elmontritaj al 50-provoj de estingo, kie ne eblis gajni monon de la fendo-maŝino, kaj tiam la tasko finiĝis aŭtomate. Formorto estis mezurita per la forigo de ilia hazardludo; La partoprenantoj ne estis informitaj pri la estinta fazo ĉe la fino de la eksperimento. La praktikaj provoj havis gajnajn provojn (kiuj ne pagis), kaj la estinta fazo havis neniujn gajnojn aŭ monon. La praktiko kaj estingaj fazoj estis identaj en ĉiu kondiĉo, ar la malsamaj partoprenantoj de ITI estis elmontritaj.

Post kompletigado de la PREE-paradigmo, partoprenantoj estis petitaj fari serion de kontentaj juĝoj pri la efikeco de fikcia eksperimenta drogo rilata al pacienca resaniĝo. La paradigma juĝo pri kontingento estis adaptita de studo antaŭe publikigita (Orgaz et al., 2013). En ĉi tiu paradigmo al partoprenantoj estis prezentitaj informoj pri fikcia drogo, kiu estis dizajnita por kuraci fikcian infektan haŭtan malsanon, kiu havis malagrablajn konsekvencojn kiam eksplodo / krizo okazis. La partoprenantoj ricevis la eblon elekti inter administrado de la drogo kaj ne administrado de la drogo, kaj ili ricevis retrosciojn pri la rezulto tuj poste (ĉu la situacio de la paciento pliboniĝis aŭ ne). La paradigmo estis dizajnita por estigi iluziojn de kontrolo per alta rezulta denseco - la baza indico de la dezirata rezulto (paciento retrovita) estis alta (0.8), kaj tute sendepende de la uzantoj decido. Post la decido, la partoprenantoj estis informitaj pri la rezulto de la elekto, kaj okazis malgranda paŭzo (3500 ms) antaŭ ol esti prezentita kun la decido denove.

Post ĉiu aro de 10-provoj, partoprenantoj estis petitaj juĝi la efikecon de la drogo. Partoprenantoj estis petitaj juĝi la efikecon de la drogo sur skalo de 0 al 100. Ĉi tio reprezentis ombran stangon en la mezo de la ekrano, sur kiu ili ricevis retrosciigon pri la nombro, kiun ili elektis, determinitan de kiom longe laŭ la stango ili klakis. La partoprenantoj povis ripeti klakante laŭ la glitilo ĝis ili estis feliĉaj kun sia elekto kaj estis petitaj konfirmi sian elekton per aparta butono.

Analiza Alproksimiĝo

Por taksi la longon de formorto por ĉiu grupo, la proporcio de vetludoj faritaj estis averaĝe tra kvin blokoj de 10-provoj. Datuma analizo daŭrigis en du stadioj. Unue, faktoraj ANOVA-oj estis farataj sur la datumoj pri estingo kaj kontingento, kun 5 (bloko) × 2 (ITI) × 2 (Imposto de Plifortikigo) miksita ANOVA-aranĝo. ANOVA miksita dezajno de 10 × 2 × 2 efektivigis la partoprenantajn juĝojn de 10. Por testi la efikojn de individuaj diferencoj sur hazardluda konduto kaj persistema vetludado, serio de poisson-regresaj modeloj estis taksitaj pri la nombro de provoj partoprenantaj ludojn dum akiro kaj estingo. Ĉi tio kondukis en tri paŝoj. Unue, komenca modelo estis konstruita kie neniuj kunvariancoj estis enigitaj en la modelon. Tiam, dua regresiga modelo estis konstruita en kiu ITI, indico de plifortigo, BIS-poentaro, BDI-poentaro kaj interacia termino inter ITI kaj indico de plifortigo estis inkluzivitaj. ITI kaj indico de plifortigado estis manekaj koditaj (alta ROR = 1, malalta = 0; mallonga ITI = 1, longa = 0), kaj BIS / BDI-poentaroj estis rekvizitaj kun meznombro de 0. Ĉi tio komparis kontraŭ nula modelo uzanta probablan raportan provon (LRT). LRT estas tipe uzataj en latenta variablo-modelado por kompari inter du nestumitaj modeloj, ekzemple en latenta klasa analizo (Collins kaj Lanco, 2010), aŭ inter la taŭgeco de du regresaj modeloj, kiel ĉi-kaze. Ĉi tiam oni komparis kontraŭ plena modelo, en kiu interagaj terminoj estis modeligitaj tra ĉiu kunvariano.

Ĉe ĉi tiu punkto, la datumoj estis provitaj por ekzameni ĉu la datumoj taŭgas poisson-distribuo. Laŭvorte, regreso de poisson supozas, ke la kondiĉa mezumo kaj varieco estas egalaj. Kvankam devioj de ĉi tiu supozo havas malmultan efikon sur la ĝeneralaj regresaj koeficientoj, kiam troa dispersono (la varianco estas pli granda ol la mezumo) estas grava, tio emas deprimi normajn erarojn, pliigante la riskon de falsaj pozitivaj trovoj. Dum fortikaj normaj eraroj povas esti uzataj por agordi ĉi tiujn (Cameron kaj Trivedi, 2009), alternativo estas taksi negativan regresan modelon de binomo, kiu inkluzivas ekstran parametron por modeligi superdispersion. Por la akiraj datumoj, ĉi tiu aliro estis prenita. Por la datumoj pri estingo, dum la datumoj estis superdisputitaj, la nivelo de disvastiĝo estis konsiderinde malpli, kaj tial fortikaj normaj eraroj estis aplikitaj al la regresiva modelo.

En la malalta imposto de plifortigaj datumoj troviĝis multaj eksteruloj. Ekzameno de la datumoj indikis, ke multaj ludantoj en la malalta plifortikigo, longa ITI-kondiĉo ĉesis vetludi malpli ol du vetludoj al estingo kaj tio estas eksteraj datumpunktoj. Ĉi tiuj partoprenantoj (n = 3) raportis pri diskutado, ke ili traktis £ 10 kiel elstarajn, ĉu haltante tuj post kiam ili gajnis £ 10 aŭ ĉesis resti super £ 10, sendepende de ĉia ŝanĝo. Ĉi tiuj partoprenantoj estis ekskluditaj de plua analizo.

Ludema Konduto

Por studi la efikon de kondutaj kaj trak-variabloj sur akira konduto, ofsita negativa binoma regresiga modelo estis uzata por kontroli diferencajn efikojn de ekspozicio, kie la samaj variabloj estis uzataj por la restriktaj kaj plenaj faktoraj modeloj kiel la estingaj datumoj. Ĉi tiuj malkaŝis, ke la restriktita modelo (tablo Table11) estis pli bona kapabla ol la nula modelo (G² = 22.74, p <0.001), sed ke plena faktoria modelo ne pli taŭgas ol la limigita modelo (G² = 6.359, p = 0.784). Ĉi tio malkaŝis, ke partoprenantoj eksponitaj al pli alta indico de plifortikado ludis pli ofte en akiro.

 

tablo 1

Forfiksita negativa binoma regresmodelo de akiraj datumoj.

PREE Tasko

La ANOVA aranĝita pri la estingaj datumoj malkaŝis ĉefajn efikojn de bloko, F(2.541,292.187) = 131.095, p <0.001, η2p = 0.533, kie la lineara kontrasto estis signifa, F(1,115) = 229.457, p <0.001, η2p = 0.666, kaj la indico de plifortigo, F(1,115) = 82.912, p <0.001, η2p = 0.419, sed neniu ĉefa efiko de ITI, F(1,115) = 1.455, p = 0.23. Estis interago inter bloko kaj indico de plifortigo, F(2.541,292.187) = 22.801, p <0.001, η2p = 0.165, kaj plia interago inter la indico de plifortigo kaj ITI, F(1,115) = 6.317, p = 0.0133, η2p = 0.052. Ne estis interagado inter bloko kaj ITI, F(2.541,292.187) = 1.124, p = 0.334, aŭ tritaga interago, F(2.541,292.187) <1. La ĉefa efiko de bloko indikis, ke respondoj malpliiĝis laŭ la kreskado de la nombro (t.e. partoprenantoj estingiĝis). Ĉi tio interagis kun indico de plifortigo, ĉar partoprenantoj elmetitaj al pli alta indico de plifortigo estingiĝis pli rapide, sugestante la ĉeeston de PREE. La ĉefa efiko de indico de plifortigo signifis la saman trovon. La indico de plifortigo kaj ITI-interagado indikis ke kiam estis malalta indico de plifortikigo kun longa ITI, partoprenantoj vetludis pli longe en formorto (cifero Figure22). La bloko kaj indico de plifortigaj efikoj, kaj la interago inter bloko kaj indico de plifortigo estis ĉiuj grandecaj (η2p > 0.12), dum la interago inter rapideco de plifortigo kaj ITI-interago estis malgranda ĝis meza efiko.

 

FIGURO 2

Intrigo de datumoj pri estingo por ĉiuj grupoj, en blokoj de 10-provoj.

Individuaj Diferencoj

Por testi la rolon de unuopaj diferencoj en perseveraj videoludoj, poisson-regresiga procedo estis uzata sur la nombro de ludoj en estingo La LRT indikis, ke la komenca restriktita modelo pli taŭgas de la datumoj kompare kun la nula modelo (G² = 581.15, p <0.001). La limigita regresa modelo (tablo Table22) indikis, ke pli malaltaj tarifoj de plifortigo kaj pli longa antaŭtempa vetludado de ITI antaŭvidis ĝin. Ĉi tiuj terminoj interagis sammaniere kiel la faktoro ANOVA. Plua regresiga modelo inkluzive de interagaj terminoj inter la diversaj kunvariancoj estis poste kondukita (tablo Table33) kun la samaj variabloj kiel la regreso en tablo Table11. LRT komparanta la restriktajn kaj plenajn faktorajn regresajn modelojn indikis, ke la plena faktoria modelo pli bone taŭgas la datumojn (G² = 66.44, p <0.001). Ĉi tio malkaŝis la samajn gravajn efikojn kiel antaŭe, sed ankaŭ ke pli alta mem-raportita impulseco antaŭdiris pli longan perseveran ludadon. Estis tendenco sugestante, ke ĉi tio interagis kun indico de plifortigo, kun malpli impulsemaj individuoj ŝajnantaj persisti malpli en malaltaj plifortigaj kondiĉoj. Dudekopo pri la du psikometrikaj mezuroj interrilatis, kaj estis tridirekta interagado inter ITI, indico de plifortigo kaj BDI, kun pli deprimitaj individuoj en la alta indico de plifortigo, mallonga ITI-grupo vetludanta pli longe en formorto (cifero Figure33).

 

tablo 2

Limigita poisson-regresa modelo de estingaj datumoj kun fortikaj normaj eraroj.

 

tablo 3

Plena poisson-regresa modelo de estingaj datumoj kun fortikaj normaj eraroj.

 

FIGURO 3

Skatolo de depresio statuso kaj proporcio de vetludoj en estingo por ĉiu el la kvar kondiĉoj.

Kontingenta Juĝa tasko

Analizo de datumoj pri juĝa kontento rivelis, ke grava ĉefa efiko de bloko, F(6.526,737.416) = 3.735, p = 0.001, η2p = 0.032. La ĉefa efiko de bloko ankaŭ inkluzivis signifan linean kontraston, F(1,113) = 10.312, p = 0.002, η2p = 0.084, indikante, ke partoprenantoj pli bone kalibriĝis, ĉar ili poste faris juĝojn pri la efikeco de la drogo (cifero Figure44). Ĉefaj efikoj de ITI, F(1,113) <1, kaj indico de plifortigo, F(1,113) <1, ne estis observitaj. Interagoj inter bloko kaj ITI, F(6.526, 737.415) <1, bloko kaj indico de plifortigo, F(6.526,737.415) <1, kaj ITI kaj indico de plifortigo, F(1,113) = 1.109, p = 0.295, ne estis signifaj. Tritaga interagado inter bloko, indico de plifortigo, F(6.526,737.416) = 1.048, p = 0.399, ankaŭ ne estis signifa.

 

FIGURO 4

Komploto pri meznombraj juĝoj inter la 10-juĝoj.

Financado. Ĉi tiu esplorado en ĉi tiu raporto estis financita de la Konsilio pri Ekonomia kaj Socia Esploro (ES / J500100 / 1) kaj la Konsilio pri Esploro de Inĝenierado kaj Fizikaj Sciencoj (EP / GO37574 / 1).

¹Ĉi tiu studo raportas, ke ilia specimeno de altfrekvencaj ludantoj (n = 19) enhavis nur tri patologiajn ludantojn, kaj la meznombro de DSM-IV Patologiaj Ludaj kriterioj aprobitaj estis 2.3, indikante ke ĉi tio estas diferenco trovita en malaltaj ĝis moderaj niveloj de problema videoludado.

²Multaj partoprenantoj trans kondiĉoj ellasis (n = 18). Partoprenantoj, kiuj retiriĝis, estis ekzamenitaj. Ĉiuj partoprenantoj, kiuj ellasis kompletigitajn mezurojn de depresio kaj impulsemo. La plimulto de ĉi tiuj forlasoj (82%) estis en la malalta imposto de plifortigo, alta ITI-kondiĉo. Ne-parametraj testoj estis efektivigitaj por testi ĉu la partoprenantoj, kiuj ellasis diferencojn de aliaj partoprenantoj de la sama kondiĉo iel ajn. Neniuj signifaj diferencoj estis observitaj en impulsiveco aŭ deprimiĝo, nek la indico pri kiu ili vetludis antaŭ ol ili ellasis (la subskribita rango de Wilcoxon subskribita, p > 0.05). Ĉiuj partoprenantoj estis diskutitaj post la retiro de la eksperimento. Partoprenantoj forlasitaj raportis, ke ili retiriĝis de la eksperimento ĉar la daŭro de la studo konfliktis kun aliaj engaĝiĝoj (ekz. Prelegoj).

• Abramson LY, Garber J., Edwards NB, Seligman ME (1978). Atendaj ŝanĝoj en depresio kaj skizofrenio. J. Abnorm. Psikolo. 87 102. [PubMed]
• Afifi TO, LaPlante DA, Taillieu TL, Dowd D., Shaffer HJ (2014). Engaĝiĝo pri hazardludo: pripensado de frekvenco de ludo kaj moderaj efikoj de sekso kaj aĝo. Int. J. Malsana Sano Addict. 12 283–294. 10.1007/s11469-013-9452-3 [Kruco Ref]
• Alojo LB, Abramson LY (1979). Juĝo pri kontenteco en deprimitaj kaj neprudentaj studentoj: Pli malĝoja sed pli saĝa? J. Exp. Psikolo. Geno. 108 441. [PubMed]
• Usona Psikiatra Asocio (2013). Diagnoza kaj Statistika Manlibro pri Mensa Malordoj, (DSM-5^®). Washington, Dc: Usona Psikiatria Eldonejo.
• Baker A., ​​Msetfi RM, Hanley N., Murphy R. (2010). “Depresa realismo? Bedaŭrinde ne pli saĝa, ”en Klinikaj Aplikoj de Lernado-Teorio, redaktas Haselgrove M., Hogarth L., redaktistoj. (Supre: Psikologio-Gazetaro;), 153 – 179.
• Barela PB (1999). Teoriaj mekanismoj sub la provo-interspaciga efiko en Pavloviana timkondiĉo. J. Exp. Psikolo. Anim. Konduto Procezo. 25 177. [PubMed]
• Beck AT, Steer RA, Carbin MG (1988). Psikometriaj ecoj de la Beck-Depresia Inventaro: dudek kvin jaroj de taksado. Kliniko. Psikolo. Rev. 8 77-100.
• Beck AT, Ward CH, Mendelson MM, Mock JJ, Erbaugh JJ (1961). Inventaro por mezuri depresion. Arko. Genia psikiatrio 4 561-571. 10.1001 / arkpsyc.1961.01710120031004 [PubMed] [Kruco Ref]
• Blaszczynski A., Cowley E., Anthony C., Hinsley K. (2015). Interrompoj: ĉu ili atingas celitajn celojn? J. Gambl. Stud. [Epub antaŭ presado] 10.1007 / s10899-015-9565-7 [PubMed] [Kruco Ref]
• Blaszczynski A., Nower L. (2002). Modela vojo de problemaj kaj patologiaj vetludoj. toksomanio 97 487-499. [PubMed]
• Bouton ME, Woods AM, Todd TP (2014). Disigo de temp-bazitaj kaj prov-bazitaj kontoj de la parta plifortiga esting-efiko. Konduto Procezo. 101 23-31. [PMC libera artikolo] [PubMed]
• Breen RB, Zuckerman M. (1999). Postkuri hazardludan konduton: personeco kaj kognaj determinantoj. Pers. Individuo. Diff. 27 1097-1111.
• Cameron AC, Trivedi PK (2009). Mikroekonometriko Uzante Stata. College Station, TX: Stata Gazetaro.
• Campbell-Meiklejohn DK, Woolrich MW, Passingham RE, Rogers RD (2008). Sciante, kiam ĉesi: la cerbaj mekanismoj postkuri perdojn. Biol. Psikiatrio 63 293-300. [PubMed]
• Capaldi EJ (1966). Parta plifortigo: hipotezo de sinsekvaj efikoj. Psikolo. Rev. 73 459. [PubMed]
• Capaldi EJ, Martins AP (2010). Aplikante memorojn pri plifortigaj rezultoj ĉefe al pavloviaj kondiĉoj. Lernu. Motivo. 41 187-201.
• Koratoj E., Blaszczynski A. (2014). Antaŭdiroj de revenperioda diskriminacio en fendo-maŝino. J. Gambl. Stud. 30 669–683. 10.1007/s10899-013-9375-8 [PubMed] [Kruco Ref]
• Collins LM, Lanza ST (2010). Analizo pri Latenta Klaso kaj Latenta Transiro: Kun Aplikoj en la Sociaj, Kondutaj kaj Sanaj Sciencoj. Hoboken, NJ: John Wiley kaj Sons.
• Crossman EK, Bonem EJ, Phelps BJ (1987). Komparo de respondaj padronoj laŭ fiksaj, ŝanĝiĝemaj kaj hazardaj rilatumaj horaroj. J. Exp. Anal. Konduto 48 395-406. 10.1901 / jeab.1987.48-395 [PMC libera artikolo] [PubMed] [Kruco Ref]
• Dickerson MG (1979). FI-horaroj kaj persistado pri vetludado en la UK-vetas-oficejo. J. Appl. Konduto Anal. 12 315-323. [PMC libera artikolo] [PubMed]
• Dickerson MG (1984). Deviga Ludantoj. Londono: Addison-Wesley Longman Ltd.
• Dixon MJ, Fugelsang JA, MacLaren VV, Harrigan KA (2013). Ludantoj povas diskriminacii "malloze" de elektronikaj ludaj maŝinoj. Int. Gambl. Stud. 13 98-111. 10.1080 / 14459795.2012.712151 [Kruco Ref]
• Dixon MJ, Harrigan KA, Jarick M., MacLaren V., Fugelsang JA, Sheepy E. (2011). Psikofisiologiaj ekscitaj subskriboj de preskaŭ-misoj en ludila maŝinludo. Int. Gambl. Stud. 11 393-407.
• Dymond S., McCann K., Griffiths J., Cox A., Crocker V. (2012). Krizaj respondaj asignoj kaj rezultaj taksoj en videoludaj videoludoj. Psikolo. Addicto. Konduto 26 99-111. 10.1037 / a0023630 [PubMed] [Kruco Ref]
• Fantino E., Navarro A., O'Daly M. (2005). La scienco pri decidiĝo: kondutoj rilataj al vetludado. Int. Gambl. Stud. 5 169-186.
• Fortune EE, Goodie AS (2012). Kognaj distordoj kiel komponento kaj traktado de patologia vetludado: revizio. Psikolo. Addicto. Konduto 26 298. [PubMed]
• Gallistel CR, Gibbon J. (2000). Tempo, imposto kaj kondiĉado. Psikolo. Rev. 107 289. [PubMed]
• Griza HM, LaPlante DA, Shaffer HJ (2012). Kondutaj trajtoj de interretaj ludantoj, kiuj ekigas kompaniajn respondecajn hazardludajn intervenojn. Psikolo. Addicto. Konduto 26 527-535. 10.1037 / a0028545 [PubMed] [Kruco Ref]
• Griffiths MD, Auer M. (2013). Nerelebleco de ludspeco en akiro, disvolvo kaj bontenado de problemaj kaj patologiaj vetludoj. Fronto. Psikolo. 3: 621 10.3389 / fpsyg.2012.00621 [PMC libera artikolo] [PubMed] [Kruco Ref]
• Harrigan KA (2007). Slot-maŝinaj strukturaj trajtoj: distorditaj ludantaj vidpunktoj de rabataj procentoj. J. Gambl. Temoj 215 – 234. 10.4309 / jgi.2007.20.7 [Kruco Ref]
• Harrigan KA, Dixon MJ (2009). PAR Foloj, probabloj, kaj slot-maŝino: implicoj por problemo kaj neproblema videoludado. J. Gambl. Temoj 81 – 110. 10.4309 / jgi.2009.23.5 [Kruco Ref]
• Haw J. (2008a). Random-raportaj horaroj de plifortigo: la rolo de fruaj venkoj kaj nerekomenditaj provoj. J. Gambl. Temoj 56 – 67. 10.4309 / jgi.2008.21.6 [Kruco Ref]
• Haw J. (2008b). La rilato inter plifortigado kaj ludmaŝina elekto. J. Gambl. Stud. 24 55–61. 10.1007/s10899-007-9073-5 [PubMed] [Kruco Ref]
• Hayden BY, Platt ML (2007). Tempora rabatado antaŭdiras riskon-sentivecon en rhesus-makakoj. Curr. Biol. 17 49 – 53. 10.1016 / j.cub.2006.10.055 [PMC libera artikolo] [PubMed] [Kruco Ref]
• Hing N., Gainsbury S., Blaszczynski A., Wood RT, Lubman D., Russell A. (2014). Interaga Ludado. Raporto pri Ludaj Esploroj Aŭstralio de la Oficejo de Likvoro Melbourne, VC: Gaming kaj Racing Racing Department of Justice; Havebla ĉe: http://www.gamblingresearch.org.au/resources/6482d5fa-f068-41e5-921f-facd4f10365e/interactive+gambling.pdf [Alirita Aŭgusto 1 2014].
• Horsley RR, Osborne M., Norman C., Wells T. (2012). Altfrekvencaj ludantoj montras pliigitan reziston al formorto post parta plifortigo. Konduto. Brain Res. 229 438-442. [PubMed]
• Humphreys LG (1939). La efiko de hazarda alternado de plifortigo sur la akiro kaj formorto de kondiĉitaj palpebraj reagoj. J. Exp. Psikolo. 25 141.
• Hurlburt RT, Knapp TJ, Knowles SH (1980). Simulita fendo-maŝino ludas kun samtempe varia proporcio kaj hazardaj raportaj horaroj de plifortigo. Psikolo. Rep. 47 635 – 639. 10.2466 / pr0.1980.47.2.635 [Kruco Ref]
• Kassinove JI, Schare ML (2001). Efikoj de la "proksima manko" kaj la "granda venko" pri persistado ĉe videoludaj maŝinoj. Psikolo. Addicto. Konduto 15 155. [PubMed]
• Kräplin A., Dshemuchadse M., Behrendt S., Scherbaum S., Goschke T., Bühringer G. (2014). Malfunkcia decido en patologia videoludado: padrona specifeco kaj la rolo de impulsiveco. Psikiatrio Res. 215 675-682. [PubMed]
• LaBrie RA, LaPlante DA, Nelson SE, Schumann A., Shaffer HJ (2007). Taksi la ludkampon: laŭvida longforma studo de interreta sporta videoludado. J. Gambl. Stud. 23 347–362. 10.1007/s10899-007-9067-3 [PubMed] [Kruco Ref]
• LaPlante DA, Nelson SE, Griza HM (2014). Amplekso kaj profunda implikiĝo: kompreno pri interreta hazardludo kaj ties rilato al hazardludaj problemoj. Psikolo. Addicto. Konduto 28 396-403. 10.1037 / a0033810 [PubMed] [Kruco Ref]
• Lesieur H., Blume S. (1987). The South Oaks Gambling Screen (SOGS): nova instrumento por la identigo de patologiaj ludantoj. Estas. J. Psikiatrio 144 1184-1188. [PubMed]
• Lewis DJ, Duncan CP (1956). Efiko de malsamaj procentoj de mono-rekompenco sur estingo de levilo-tiranta respondo. J. Exp. Psikolo. 52 23. [PubMed]
• Lewis DJ, Duncan CP (1957). Atendo kaj rezisto al estingo de levil-tirata respondo kiel funkcioj de procento de plifortigo kaj kvanto de rekompenco. J. Exp. Psikolo. 54 115. [PubMed]
• Lewis DJ, Duncan CP (1958a). Atendo kaj rezisto al estingo de levil-tirata respondo kiel funkcio de procento de plifortigo kaj nombro de akiraj provoj. J. Exp. Psikolo. 55 121. [PubMed]
• Lewis DJ, Duncan CP (1958b). Diversa sperto kaj parta plifortigo. J. Abnorm. Soc. Psikolo. 57 321. [PubMed]
• Linnet J., Rømer Thomsen K., Møller A., ​​Callesen MB (2010). Eventa ofteco, ekscito kaj deziro ludi, inter patologiaj ludantoj. Int. Gambl. Stud. 10 177-188. 10.1080 / 14459795.2010.502181 [Kruco Ref]
• Mackintosh NJ (1974). La Psikologio de Lernado de bestoj. Oksfordo: Akademia Gazetaro.
• MacLaren VV, Fugelsang JA, Harrigan KA, Dixon MJ (2011). La personeco de patologiaj ludantoj: metaanalizo. Kliniko. Psikolo. Rev. 31 1057-1067. [PubMed]
• MacLin OH, Dixon MR, Daugherty D., Malgranda SL (2007). Uzante komputilan simuladon de tri fendaj maŝinoj por esplori la preferon de ludanto inter diversaj densecoj de proksimaj misaj alternativoj. Konduto Res. Metodoj 39 237-241. [PubMed]
• Madden GJ, Ewan EE, Lagorio CH (2007). Direkte al besta modelo de vetludado: malfrua rabatado kaj allogado de neantaŭvideblaj rezultoj. J. Gambl. Stud. 23 63–83. 10.1007/s10899-006-9041-5 [PubMed] [Kruco Ref]
• Miguez G., Witnauer JE, Laborda MA, Miller RR (2014). Prova interspacigo dum estingo: la rolo de kunteksto-ni asocioj. J. Exp. Psikolo. Anim. Lernu. Cogn. 40 81. [PubMed]
• Miller NV, Currie SR, Hodgins DC, Casey D. (2013). Validado de la problemo pri hazardluda severa indekso per konfirmiga faktoro-analizo kaj raspafado. Int. J. Metodoj Psikiatro. Res. 22 245-255. [PubMed]
• Moody EW, Sunsay C., Bouton ME (2006). Printado kaj provaj interspacoj en estingo: efikoj sur estingo-efikeco, spontana resaniĝo kaj restarigo en apetita kondiĉado. QJ Exp. Psikolo. 59 809-829. [PubMed]
• Msetfi RM, Murphy RA, Simpson J. (2007). Depresa realismo kaj efiko de intertempa intervalo sur juĝoj de nuloj, pozitivaj kaj negativaj kontingentoj. QJ Exp. Psikolo. 60 461-481. [PubMed]
• Msetfi RM, Murphy RA, Simpson J., Kornbrot DE (2005). Depresia realismo kaj rezulta denseca fleksebleco en kontentaj juĝoj: efiko de la kunteksto kaj intertempa intervalo. J. Exp. Psikolo. Gen. 134 10. [PubMed]
• Orford J., Wardle H., Griffiths M., Sproston K., Erens B. (2010). PGSI kaj DSM-IV en la 2007 Brita Gambling Prevalence Survey: fidindeco, ero-respondo, faktoro-strukturo kaj inter-skala interkonsento. Int. Gambl. Stud. 10 31-44.
• Orgaz C., Estévez A., Matute H. (2013). Patologiaj ludantoj estas pli vundeblaj al la iluzio de regado en norma asocia lernada tasko. Fronto. Psikolo. 4: 306 10.3389 / fpsyg.2013.00306 [PMC libera artikolo] [PubMed] [Kruco Ref]
• Patton JH, Stanford MS, Barratt ES (1995). Faktorestrukturo de la Barratt-impulsiveca skalo. J. Kliniko. Psikolo. 51 768-774. [PubMed]
• Poon L., Halpern J. (1971). Malgranda elprovado PREE kun plenkreskaj homoj: rezisto al formorto kiel funkcio de nombro de NR-transiroj. J. Exp. Psikolo. 91 124.
• Sharpe L. (2002). Reformulita kognitiva-konduta modelo de problema videoludado: biopsikosocia perspektivo. Kliniko. Psikolo. Rev. 22 1–25. 10.1016/S0272-7358(00)00087-8 [PubMed] [Kruco Ref]
• Stout SC, Chang R., Miller RR (2003). Prova interspacigo estas determinanto de kuna interagado. J. Exp. Psikolo. Anim. Konduto Procezo. 29 23. [PubMed]
• Sunsay C., Bouton ME (2008). Analizo de prov-interspaciga efiko kun relative longaj intertempaj intertempoj. Lernu. Konduto 36 104-115. [PubMed]
• Sunsay C., Stetson L., Bouton ME (2004). Memorefiko kaj provaj interspacaj efikoj en Pavloviana lernado. Lernu. Konduto 32 220-229. [PubMed]
• Wardle H., Moody A., Spence S., Orford J., Volberg R., Jotangia D., et al. (2011) Enketo pri brita hazardludo 2010. Londono: La Stacidoma Oficejo.
• Vetera JN, Sauter JM, King BM (2004). La "granda venko" kaj rezisto al estingo kiam vetludado. J. Psychol. 138 495-504. [PubMed]