Miért van néhány játék addiktívabb, mint mások: az időzítés és a kifizetés hatása a kitartásra egy nyerőgép játékban (2016)

Richard JE James,¹ Claire O'Malley,^1,2 és a Richard J. Tunney^1,*

Szerzői információk ► Cikk megjegyzések ► Szerzői jogi és licencinformációk ►

A szerencsejátékok különböző viselkedési jellemzőinek manipulálása potenciálisan befolyásolhatja, hogy az egyének mennyire tartósak a szerencsejátékban, és hogy átállnak a problémás viselkedésre. Ez hatással lehet a mobil szerencsejáték-technológiákra és a felelős szerencsejáték-beavatkozásokra. Ehhez két laboratóriumi modell tartozik: a részleges megerősítés kioltási hatása (PREE) és a próba-távolsághatás. Mindkettő felgyorsíthatja vagy késleltetheti a kondicionált viselkedés megszerzését és kihalását. Egy olyan kísérletről számolunk be, amely egy szimulált nyerőgépen erősítette meg az erősítés és a próbaidőintervallum sebességét (ITI), ahol a résztvevők választották meg a játék és az átugrás közötti választást minden egyes próba előtt, mielőtt a kitartó játékot a kihalás során megmérték, majd az illúzió mérését depresszió és impulzivitás. Feltételeztük, hogy a hosszabb ITI-k a szerencsejátékban megfigyelt alacsony erősítéssel együtt nagyobb kitartást eredményeznek. Továbbá feltételeztük, hogy az időzítés fontosnak bizonyul az illuzórikus szabályozás megjelenésében, és potenciálisan kitartásban a szerencsejátékban, hogy a hosszabb időközönkénti előzetes kitettség befolyásolhatja az ellenőrzés illúzióit. Megfigyelték az ITI és a megerősítés arányát, mivel az alacsony erősítésű, hosszú ITI-vel rendelkező szerencsejátékosok hosszabb ideig játszottak. A válaszadók kipusztultak és egy PREE-t is megjelentek. Azok a szerencsejátékosok, akiket nagyobb mértékű megerősítésnek vetnek alá, hosszabb ideig szerencsejátékot szerzett. Az impulzivitást a kihalás hosszantartó kitartásával társították, és a depressziós szerencsejátékosok a magas erősítésű rövid ITI csoportban hosszabb ideig kitartottak. A készenléti ítélet teljesítménye nem támasztotta alá a második hipotézist: az egyetlen jelentős ellentmondás, hogy a résztvevők jobban kalibráltak a feladat előrehaladtával.

Késleltetés, kísérleti távolság és ITI-k

A szerencsejátékok közötti intervallum növelése segíthet a játék folytatásának ösztönzésében, és lehet, hogy bizonyos játékok népszerűsége mögött rejlik. A lottójátékok például hosszabb késedelmet szenvednek a szerencsejátékok között, és gyakran a legnépszerűbb és gyakran játszott játékok (Wardle és munkatársai, 2011). Bár ez azért lehet, mert a lottók nagy rendelkezésre állnak (számos szempontból), egyes joghatóságokban (pl. Az Egyesült Királyságban) más játékokat is kínálnak a lottójegyek mellett (pl. Karcolások), a rendelkezésre állás ellenőrzésére. Ennek ellenére sokkal több ember játszik a lottón, mint a hasonlóan elérhető játékok, és ezt gyakoribbá teszik. Azonban az észlelt kárveszély nagyon alacsony, bár nem világos, hogy a szerencsejáték „addiktivitása” bizonyos játékokban rejlik-e.Afifi és munkatársai, 2014) vagy sajátos viselkedési jellemzők (Griffiths és Auer, 2013). Egyes mobil videojátékok hasonló hatásokat használnak a szerencsejáték-szerű játékok játékai közötti késedelmek érvényesítésével. Játékon belüli fogadások, amelyek a mobilhoz kapcsolódnak (Hing és munkatársai, 2014) és problémás szerencsejáték (Gray és munkatársai, 2012; LaPlante és munkatársai, 2014), kombinálja a folyamatos és a folytonos játékot. Az időzítés és a késleltetés szerepének megértése a szerencsejátékok viselkedésében fontos következményekkel jár az újabb szerencsejáték-formákra, mint például a mobil szerencsejáték (ahol a játékon belüli fogadások erősen támogatva vannak), mivel az okostelefonok használatának módja valószínűleg növeli a játékidő közötti késleltetést. Az in-play az eseményen végrehajtott fogadásokra vonatkozik (pl. Egy focimeccsre), amikor maga az esemény történik, míg a hagyományos fogadási formákban a fogadás az esemény előtt történik. Griffiths és Auer (2013) az állítólagos fogadások inkább addiktívak lehetnek, mert folyamatosabb. Azonban a játékban jelentős folytonosság áll fenn, mivel a fogadás egy eseményen belül továbbra is korlátozott. Valós adatok a játékon belüli fogadásoknál (LaBrie és munkatársai, 2007) vegyes eredményeket tár fel: bár egyértelműen fennáll a problémás szerencsejáték kockázata, a megállapítások nem határozottan ezt a következtetést vonják le a folyamatos jellege miatt; Az in-play szerencsejátékosok kevesebb tétet helyeztek el, és kevés volt a különbség a napi fogadási szinteken. Bár az in-play fogadók összességében több pénzt tettek, a nyertes medián alacsonyabb volt, mint a hagyományos sportfogadások, és a játékban részt vevő fogadók alacsonyabb nettó veszteséggel rendelkeztek. Gray és mtsai. (2012) azt sugallják, hogy a fogadás és az eredmény közötti közvetlen közvetítés fontos lehet a kockázatos vagy impulzív szerencsejátékosok vonzásában a játékban való játékban.

Az asszociatív tanulási irodalom azt mutatja, hogy a megerősítések közötti fokozott késleltetés megkönnyíti a feltételes viselkedések megszerzését (Gallistel és Gibbon, 2000). Gallistel és Gibbon (2000) az időzítési modell azt feltételezi, hogy a klasszikus és az operáns kondicionálásban az erősítés és az ITI közötti arány csökkenése csökkenti a megszerzéshez szükséges erősítések számát. Ez állítólag független a részleges megerősítéstől, ami növeli a számát vizsgálatok de nem megerősítések. A „próba-távolság” hatásáról szóló irodalom, amelyet elsősorban a klasszikus kondicionálás keretében vizsgáltak (Barela, 1999; Stout és munkatársai, 2003; Sunsay és munkatársai, 2004; Moody és munkatársai, 2006; Sunsay és Bouton, 2008; Miguez és munkatársai, 2014) megállapította, hogy a diszpergált vizsgálatok megkönnyítik a kondicionálást.

Kevésbé világos, hogy a kihalás nagyobb késleltetése befolyásolja-e a teljesítményt. Gallistel és Gibbon (2000) azt állítják, hogy a megerősítés helyett a nem megerősítő események kulcsfontosságúak, és hogy a kioltás elhagyott megerősítéseit nem befolyásolja a részleges megerősítés. Más kutatások kimutatták, hogy az ITI hatásai kihalnak, és a rövidebb ITI-kkel észlelt válaszok nagyobb mértékben elnyomnakMackintosh, 1974; Moody és munkatársai, 2006).

Az időzítés az ellenőrzés illúziójának fontos eleme (Msetfi és munkatársai, 2005, 2007; Baker és munkatársai, 2010), a problémás szerencsejátékban elterjedt kognitív torzítás (Fortune és Goodie, 2012). A kontroll, a válasz és a kimenet közötti kapcsolat túlbecslésén alapuló illúziói előfordulhatnak olyan vészhelyzeti döntési feladattal, amelyben ezek az események nem kapcsolódnak egymáshoz, de az eredmény nagyon gyakori. Ennek a feladatnak a standard példái közé tartozik a fény aktiválásával kapcsolatos gombnyomási feladat (Alloy és Abramson, 1979), vagy egy orvosi döntéshozatali feladat, amely a kísérleti kábítószer és a beteg javítása közötti összefüggést \ tOrgaz és munkatársai, 2013). A nem depressziós egyéneknek a kontroll illúzióit befolyásoló mértékét befolyásolja a kísérletek közötti késleltetés: a hosszabb ITI-k erősebb illuzórikus kontrollhoz kapcsolódnak a nem depressziós egyénekben (Msetfi és munkatársai, 2005). A problémás szerencsejátékosok erőteljesebb illúziókat mutatnak a kontingencia döntési paradigmákban (Orgaz és munkatársai, 2013), bár ennek a kapcsolatnak a okozati iránya nem tisztázott: az erősítés bizonyos menetrendjeinek kiterjedt expozíciója növelheti az ellenőrzések illúzióit, vagy a kontroll illúzióira érzékeny személyek nagyobb valószínűséggel hozhatnak létre szerencsejáték-problémákat. Egy ugyanabból a paradigmából származó feladatot is felvettünk Orgaz és mtsai. (2013), melyik résztvevőt kérték meg a nyerőgép-feladat elvégzése után. A depressziót is mérjük, mivel a depressziós egyének úgy tűnik, hogy több kalibrált ítéletet hoznak ebben a paradigmában (Alloy és Abramson, 1979) hosszabb ITI-vel (Msetfi és munkatársai, 2005). A rendezetlen hangulatot a szerencsejáték problémás útjaként is azonosították (Blaszczynski és Nower, 2002).

Részleges megerősítés Kihagyási hatás és impulzivitás

A részleges megerősítés kihalás hatása (PREE) olyan viselkedési paradoxon, amelyben a gyengén megerősített viselkedések hosszabb ideig fennmaradnak megerősítés nélkül, a következetesen előforduló erősítőkhöz képest (Mackintosh, 1974; Bouton és munkatársai, 2014), mint például a szerencsejátékok veszteségeinek hosszabb ideje alatt (Dickerson, 1979; Fantino és munkatársai, 2005; Horsley és munkatársai, 2012). A nagyfrekvenciás szerencsejátékosok részleges megerősítési hiányosságait azonosították¹, akik hosszabb ideig tartanak, mint a szabadidős játékosok, hogy ezeket a szövetségeket \ tHorsley és munkatársai, 2012) olyan változás, amely a szerencsejátékok megerősítésének menetrendjéhez való krónikus expozícióból eredhet. Horsley és mtsai. (2012) azt állítják, hogy bár a részleges megerősítés feltételezhető, hogy fontos szerepet játszik a szerencsejátékban, a bizonyítékok alapja kevés. Az eloltás elmulasztását a problémás szerencsejátékok jelölőjeként azonosították (Weatherly és munkatársai, 2004). A szerencsejáték-rendellenességre vonatkozó mutatóknak nem felel meg közvetlenül (pl. A szerencsejátékok leállításának sikertelensége, több, mint a szerencsejáték) vagy közvetetten (pl. Veszteségek üldözése).Amerikai Pszichiátriai Szövetség, 2013) vagy problémás szerencsejáték (Lesieur és Blume, 1987).

Nem meglepő, hogy a PREE-t szerencsejátékhoz kapcsolták, és jelentős figyelmet szenteltek a játékgépek tanulmányozására. A nyerőgépek általában nagyon alacsony erősítésűek (bár ez a számítógépes gépeken is változik), és a játékosok továbbra is játszanak a játékban a veszteségek szekvenciái ellenére. Létezik olyan irodalom, amely a nyerőgép-feladatokat használja a részleges megerősítés hatásának vizsgálatára az operáns tanulásra. Lewis és Duncan (1956, 1957, 1958a,b) a szimulált szerencsejáték segítségével kísérletsorozatot hajtott végre a részleges megerősítés elméleteinek tesztelésére, megállapítva, hogy az alacsonyabb jutalom valószínűségek nagyobb kitartással társultak. Poon és Halpern (1971) hasonló paradigmát használt a teszteléshez Capaldi (1966; Capaldi és Martins, 2010) részleges megerősítő elméletek a próba rendelés manipulálásával egy automata feladatban, kis számú beszerzési próbával. Kassinove és Schare (2001) hasonló nyerőgép-paradigmában manipulálták a kitörő magatartásokban a nagy nyereményeket és a közeli hiányosságokat, és megállapították, hogy a közel-hiánysűrűség befolyásolta, hogy a résztvevők mennyire tartottak fenn a szerencsejátékot, de nem nagy nyereményeket.

A megerősítés különböző ütemtervei hatással lehetnek a viselkedés eloltására (Madden és munkatársai, 2007; Haw, 2008a) A szerencsejáték véletlenszerû arányos menetrend szerint működik, a változó arányú menetrend részhalmaza. A kevésbé érthető, mint a változó arányú menetrendek, tájékoztató, hogy a véletlenszerű arányok ütemezése eltér a változó arányú ütemtervektől. A próbák számának tipikus eloszlása, amíg a válasz egy véletlen arányú ütemezésre erősödik, egy L-alakú mintát követ; a kísérletek száma egy kis számú játék után gyorsan leesik, de végtelen ideig nagyon alacsony valószínűséggel folytatódik. A változó arányú ütemezéssel ellentétben általában (de nem feltétlenül) az, hogy a kísérletek számának megerősítése valószínűsége egyenletesen oszlik el, és a magatartás megerősítése előtt a kísérletek számának felső határa van (Haw, 2008a). Ezeknek a menetrendeknek az összehasonlítása nem mutatott egyértelmű különbségeket; Hurlburt és mtsai. (1980) nem talált különbséget a szerencsejátékok változó és véletlenszerű aránya közötti ütemezések között, bár a tanulmányban tapasztalt hiányosságokat azonosítottak (Haw, 2008b). Crossman és mtsai. (1987) nem talált különbséget az állatokban változó, rögzített és véletlenszerű háromszoros erősítési menetrend között. A közelmúltbeli tanulmányok azt mutatták, hogy a véletlen arányú ütemezések jobban kitartó viselkedést mutatnak, mint a rögzített arányú menetrendek, különösen akkor, ha a megerősítéshez szükséges kísérletek száma nagyon nagy (Madden és munkatársai, 2007).

Az ebben a jelentésben felvázolt nyerőgép-feladatot úgy terveztük, hogy a résztvevőket megkérjék, hogy kockáztassák a kísérlet során nyert pénzüket, de a nyert pénzmennyiség fokozatosan növekedne. Az alacsony megerősítésű feltételek megpróbáltak megteremteni a valódi pénz szerencsejátékhoz hasonló helyzetet. Számos nyerőgép-kísérlet egyik kritikája az volt, hogy ezek a tanulmányok a valódi nyerőgépekhez viszonyított nagyfokú megerősítést alkalmazták (Kassinove és Schare, 2001; Harrigan, 2007). A mechanikus három tárcsás nyerőgép 9% -os nyerési valószínűséggel rendelkezik, de ez számítógépes gépeken változik (Harrigan és Dixon, 2009). A szerencsejáték-kutatásban (pl. MacLin és munkatársai, 2007; Dixon és munkatársai, 2011) az extinkciós paradigmákban nagyobb mértékű megerősítést alkalmaztak (20%). Úgy döntöttünk, hogy az 30% -os erősítés mértékét egy, a valódi nyerőgép-szerencsejátékhoz hasonló, véletlenszerû súrlódási ütemterv szerint alkalmazzuk.

Az önjelentésű impulzivitást mértük, az impulzivitás a tartós szerencsejátékot feltételezi a szerelési veszteségekkel szemben, és az út a problémás szerencsejátékhoz. Breen és Zuckerman (1999) megállapította, hogy az impulzív szerencsejátékosok hosszabb ideig „vesztegetik” a veszteségeket egy szerencsejátékban, ahol a nyerési valószínűség csökkent a kísérlet folytatásakor. Az impulzivitást a problémás szerencsejátékok, a problémás szerencsejátékosok kockázati tényezőjeként azonosították (MacLaren és munkatársai, 2011; Kräplin és munkatársai, 2014) nagyobb önmagukban jelentett impulzivitást mutatnak.

Annak tesztelésére, hogy ezek a viselkedési hatások ösztönzik-e a kitartó játékot, két részből álló kísérletet végeztünk, ahol az ITI-t és a megerősítés sebességét manipuláltuk. A résztvevőket négy csoportba sorolták, és magas vagy alacsony erősítéssel, hosszú vagy rövid ITI-vel álltak szemben a szerencsejátékok között. Az egyesületek megszűntek, miután megnyert egy bizonyos összeget. A résztvevők ezt követően elvégezték a vészhelyzeti döntési feladatot, amelyben a kísérleti gyógyszer hatékonyságát ítélték meg. A részleges megerősítésről szóló szakirodalom azt jelzi, hogy az alacsonyabb erősítéssel érintett személyek hosszabb ideig maradnak fenn. A kihalás próbaalapú elszámolásai azt jelzik, hogy a tömeges kihalási kísérleteknek gyorsabban kell elfojtaniuk, szemben az időzítés alapú számlával, ahol nincs különbség. Az impulzív szerencsejátékosoknak hosszabb távon is ki kell maradniuk a kipusztuláson alapuló korábbi kísérletek alapján.

Design

A kísérlet 2 × 2 volt a tantárgyak közötti tényező-tervezés, az erősítés mértéke és az ITI között. A megerősítés mértéke 0.7 és 0.3 volt. Az ITI-k hosszúak voltak (10 s) vagy rövidek (3 s).

Minden résztvevőnek minden próbára választották a játékot, vagy sem. A kísérletek száma, amelyekben a résztvevők úgy döntöttek, hogy szerencsejátékot játszanak, a függő változó volt. A szerencsejáték kimenetelét és a nyertes pénzösszegeket is rögzítették. Az extinkciós fázist az 10 kísérletek blokkjaira osztottuk elemzés céljából. A résztvevőket egy vészhelyzeti ítélkezési feladatot is ellátották. A készenléti ítéletben a feladatok mérése az volt, hogy a gyógyszerek aránya milyen arányban történt, és a résztvevők készenléti döntése. Az impulzivitást és a depressziót Barratt impulzivitási skálával (BIS-11; Patton és munkatársai, 1995) és a Beck depressziós leltár (BDI; Beck és munkatársai, 1961). A BIS-11 egy 30 elem, amely a figyelem, a nem tervezés és a motor impulzivitásának három magasabb rendű tényezőjét méri (Patton és munkatársai, 1995). A BDI egy 24-elem, amely a depresszió súlyosságának több szintjét méri, diszkriminálja a depressziót a szorongástól és erős belső konzisztenciát mutat (Beck és munkatársai, 1988). Az egyedi különbség vagy viselkedés további méréseit az itt leírtaktól eltekintettük.

A résztvevők

Összesen 122 résztvevőket vettek fel a Nottinghami Egyetem közösségéből, hogy részt vegyenek a tanulmányban (átlagéletkor = 22.63, SD = 3.96, nem - 69 nőstények és 53 férfiak)². Ezt a tanulmányt a Nottinghami Egyetem Pszichológiai Iskola etikai felülvizsgálati bizottságának megfelelően végezték el etikai jóváhagyással. Minden résztvevő írásbeli hozzájárulást adott a kísérlet megkezdése előtt.

Nem volt bizonyíték a csoportok közötti különbségre. Egyirányú varianciaanalízist (ANOVA) végeztünk mindkét kérdőíven, és az ANOVA-kat a BIS-nek [F(4,166) = 1.543, p = 0.192] és a BDI [F(4,166) = 0.662, p = 0.619] nem voltak szignifikánsak.

Eljárás

A résztvevőket véletlenszerűen négy feltétel közül választották ki. A kísérlet első részében a résztvevőket arra kérték, hogy vegyenek részt egy PREE paradigmában egy szimulált nyerőgép kontextusában (Ábra Figure11). A résztvevőknek elmondták, hogyan működött a nyerőgép, és a nyeremény nagysága minden nyertes eredménytípus esetében. A szimulált nyerőgép egy egyszerű, egysoros nyerőgép volt, három tárcsával. A résztvevők pénzt nyertek, ha a három tárcsán lévő ikonok megfeleltek. Öt különböző ikon volt (citrom, cseresznye, körte, narancs és szerencsés hét), 10, 15, 20, 25 és 30p győztes értékekkel. Az egyes nyerési eredmények valószínűsége ugyanaz volt, így az átlagos nyertes eredmény 20p ($ 0.35) volt.

 

ábra 1

A részleges megerősítés során a nyerőgép-megjelenítő résztvevőinek képernyőképét adtuk meg.

Minden egyes próba esetén a résztvevőket választották a szerencsejáték és az átugrás között. A gombokat kiemelték, hogy a résztvevők tisztában legyenek a két választással. Függetlenül attól, hogy szerencsejátékot választottak-e vagy sem, a képernyőn megjelenő három tárcsa képei minden 500 ms-on frissültek, hogy megjelenjenek a mozgás. Az 1500, az 3000 és az 4500 ms alatt az egyik orsó (balról jobbra) megállt a tekercseléssel. Ha a tárcsák illeszkedtek és a résztvevő szerencsejáték, a résztvevőknek pénzt kaptak a tekercs ikonjainak értékével. Ha a tárcsák nem egyeztek meg, elvesztették az általa tett fogadást, amelyet az 3p-nál rögzítettek (£ 0.03, ami az US $ 0.05 értéknek felel meg). A nyereményeket és veszteségeket vizuális és hallási visszajelzések kísérik, amelyek mindegyik eredmény tekintetében eltérőek voltak. Ezek a zajok eltérőek voltak, ha a résztvevők kihagyják a játékot. A feladat teljes időtartama alatt tájékoztatták a résztvevőket. Minden egyes próba között a képernyőn lévő gombok pirosak maradtak, ami azt jelenti, hogy a résztvevők nem tudtak más fogadást tenni. Az ITI a rövid ITI állapotra 3000 ms volt, és 10000 ms a hosszú ITI állapotban.

A résztvevőket 10 gyakorlati próbákkal mutatták be, mielőtt a játék elkezdte jóváírni vagy levonni a pénzt a játékosból. A résztvevőket tájékoztatták a gyakorlati próbák befejezéséről. Amint a kísérleti kísérletek megkezdődtek, a résztvevők addig játszottak, amíg elérték a kritériumot, és úgy döntöttek, hogy megnyerték, mint a 10.00 (US $ 15.40) a bankban. Miután a résztvevők elérték a kritériumot, az 50 kipusztulási kísérleteknek voltak kitéve, ahol nem lehetett pénzt nyerni a nyerőgépből, majd a feladat automatikusan befejeződött. A kihalást a szerencsejáték viselkedésének elnyomásával mértük; A kísérlet végén a résztvevőket nem tájékoztatták a kihalási fázisról. A gyakorlati próbák nyertes próbákkal rendelkeztek (amelyek nem fizettek ki), és a kihalás fázisa nem nyert vagy pénzt. A gyakorlati és kihalási fázisok minden körülmények között azonosak voltak, bár a különböző ITI résztvevői ki voltak téve.

A PREE-paradigma befejezése után a résztvevőket arra kérték, hogy készítsenek sorozatot a beteg helyreállításához kapcsolódó fiktív kísérleti gyógyszer hatékonyságáról. A kontingencia ítélet paradigmát adaptálták egy korábban közzétett tanulmányból (Orgaz és munkatársai, 2013). Ebben a paradigmában a résztvevők tájékoztatást kaptak egy kitalált drogról, amelyet úgy alakítottak ki, hogy gyógyítson egy kitalált fertőző bőrbetegséget, amely kellemetlen következményekkel járt a járvány / válság bekövetkezésekor. A résztvevők lehetőséget kaptak arra, hogy a gyógyszer beadása és a gyógyszer be nem adása között választhassanak, és a későbbiekben visszajelzést kaptak az eredményről (függetlenül attól, hogy a beteg helyzete javult-e vagy sem). A paradigmát úgy tervezték, hogy magas szabályozási sűrűséggel hozza létre a kontroll illúzióját - a kívánt eredmény alapsebessége (beteg helyreállt) magas volt (0.8), és teljesen független volt a felhasználók döntésétől. A döntés meghozatalát követően a résztvevőket tájékoztatták a választás eredményeiről, és egy kis szünet (3500 ms) volt, mielőtt a döntést ismét bemutatták.

Minden egyes 10 kísérlet után a résztvevőket arra kérték, hogy megítéljék a gyógyszer hatékonyságát. A résztvevőket arra kérték, hogy az 0-től 100-ig terjedő skálán értékeljék a gyógyszer hatékonyságát. Ezt a képernyő közepén egy árnyékos sáv képviselte, amelyen visszajelzést kaptak a választott számról, amit a rúd mentén elhelyezkedő sáv határoz meg. A résztvevők megismételhetik a csúszkát, amíg elégedettek voltak a választásukkal, és egy külön gomb segítségével megerősítették választásukat.

Analitikus megközelítés

Az egyes csoportok kihalásának időtartamának felméréséhez az elkészült szerencsejátékok arányát átlagolták az 10 vizsgálatok öt blokkján. Az adatok elemzése két szakaszban folyt. Először is, a kihalás és a vészhelyzeti ítélet adatai alapján faktorelemző ANOVA-kat hajtottunk végre, 5 (blokk) × 2 (ITI) × 2 (erősítés mértéke) vegyes tervezésű ANOVA-val. Az 10 × 2 × 2 vegyes dizájn ANOVA-t az 10 kontingencia döntések résztvevői végezték. Az egyes különbségeknek a szerencsejáték-viselkedésre és a kitartó játékra gyakorolt ​​hatásainak tesztelésére sorozatos poisson-regressziós modelleket értékeltek a kísérleti résztvevők számáról, akik a szerzés és a kihalás során játszottak. Ezt három lépésben végeztük. Először egy kezdeti modellt állítottak elő, ahol a modellbe nem került sor kovarianciára. Ezután egy második regressziós modellt állítottunk elő, amelyben az ITI, a megerősítés sebessége, a BIS pontszámok, a BDI pontszámok és az ITI és a megerősítés aránya közötti kölcsönhatási kifejezés szerepel. Az ITI-t és a megerősítés sebességét dummy kódoltuk (magas ROR = 1, alacsony = 0; rövid ITI = 1, hosszú = 0), és a BIS / BDI pontszámokat 0 átlaggal átméreteztük. Ezt összehasonlítottuk egy nullmodellrel egy valószínűségi arány teszt (LRT) alkalmazásával. Az LRT-eket tipikusan látens változó modellezésben használják két egymásba ágyazott modell összehasonlítására, például látens osztályelemzésben (Collins és Lanza, 2010), vagy két regressziós modell illeszkedése között, mint ebben az esetben. Ezt az összehasonlítást egy teljes modellvel hasonlítottuk össze, amelyben az interakciós kifejezéseket minden egyes kovariancián modelleztük.

Ezen a ponton az adatokat teszteltük annak vizsgálatára, hogy az adatok megfelelnek-e a poisson-eloszlásnak. A Poisson-regresszió alapvetően feltételezi, hogy a feltételes átlag és a variancia egyenlő. Míg ebből a feltételezésből való eltérések kevéssé befolyásolják az általános regressziós együtthatókat, amikor a túldiszperzió (az átlagnál nagyobb variancia) jelentős, ez a standard hibákat csökkenti, növelve a hamis pozitív eredmények kockázatát. Bár ezeknek a beállításoknak köszönhetően robusztus szabványhibák használhatók (Cameron és Trivedi, 2009) alternatívája egy negatív binomiális regressziós modell becslése, amely egy extra paramétert tartalmaz a túladagolás modellezéséhez. A beszerzési adatok esetében ezt a megközelítést alkalmazták. Az extinkciós adatok esetében, míg az adatokat túladagolták, a diszperzió mértéke lényegesen kisebb volt, így a regressziós modellre robusztus standard hibákat alkalmaztunk.

Számos kiugró értéket találtunk a megerősítés extinkciós adatainak alacsony arányában. Az adatok vizsgálata azt mutatta, hogy az alacsony erősítésű, hosszú ITI-állapotú játékosok több mint két játékot megszűntek a szerencsejátékok megszűnésében, és ezek voltak a távoli adatpontok. Ezek a résztvevők (n = 3), melyet a bejelentés során jelentettek, az 10-ot kiemelkedőnek tekintették, vagy azonnal megálltak, miután megnyerték az £ 10-t, vagy megálltak, hogy megmaradjanak a £ 10 felett. Ezeket a résztvevőket kizárták a további elemzésből.

Szerencsejáték-viselkedés

A viselkedési és vonásváltozók hatásának tanulmányozására a viselkedési viselkedésre vonatkozóan egy kiegyenlítő negatív binomiális regressziós modellt használtunk az expozíció differenciált hatásainak szabályozására, ahol ugyanazokat a változókat használtuk a korlátozott és teljes tényező modellekre, mint a kihalási adatokra. Ezek kimutatták, hogy a korlátozott modell (Táblázat Table11) jobban illeszkedik, mint a null modell (G² = 22.74, p <0.001), de egy teljes faktoriális modell nem volt jobb, mint a korlátozott modell (G² = 6.359, p = 0.784). Ez azt mutatta, hogy a magasabb fokú megerősítésnek kitett résztvevők gyakrabban játszottak az akvizícióban.

 

Táblázat 1

A beszerzési adatok negatív binomiális regressziós modellje.

PREE feladat

Az extinkciós adatokon végzett ANOVA a blokk főbb hatásait tárta fel, F(2.541,292.187) = 131.095, p <0.001, η2p = 0.533, ahol a lineáris kontraszt jelentős volt, F(1,115) = 229.457, p <0.001, η2p = 0.666, és a megerősítés mértéke, F(1,115) = 82.912, p <0.001, η2p = 0.419, de az ITI fő hatása nincs, F(1,115) = 1.455, p = 0.23. Interakció volt a blokk és a megerősítés aránya között, F(2.541,292.187) = 22.801, p <0.001, η2p = 0.165, és a kölcsönhatás a megerősítés és az ITI között, F(1,115) = 6.317, p = 0.0133, η2p = 0.052. Nem volt kölcsönhatás a blokk és az ITI között, F(2.541,292.187) = 1.124, p = 0.334, vagy egy háromutas kölcsönhatás, F(2.541,292.187) <1. A blokk fő hatása azt jelezte, hogy a válaszok a blokkszám növekedésével (azaz a résztvevők kialvásával) csökkentek. Ez kölcsönhatásba lépett a megerősítés sebességével, mivel a nagyobb mértékű megerősítésnek kitett résztvevők gyorsabban kialudtak, ami PREE jelenlétére utal. A megerősítés sebességének fő hatása ugyanazt a megállapítást jelentette. A megerősítés és az ITI interakciójának aránya azt jelezte, hogy amikor alacsony volt a megerősítés hosszú ITI-vel, a résztvevők hosszabb ideig játszottak a kihalásban (Ábra Figure22). A megerősítő hatások blokkja és sebessége, valamint a blokk és a megerősítési arány közötti kölcsönhatás mind nagyméretű volt (η2p > 0.12), míg a megerősítés és az ITI kölcsönhatása közötti kölcsönhatás kicsi vagy közepes hatású volt.

 

ábra 2

Az 10 kísérletek blokkjaiban az összes csoportra vonatkozó kihalás adatai.

Egyéni különbségek

Az egyéni különbségek szerepének teszteléséhez a kitartó játékban egy, a kihalás során fellépő szerencsejátékok számára poisson regressziós eljárást alkalmaztak. Az LRT jelezte, hogy a kezdeti korlátozott modell az adatok jobb illeszkedését jelentette a null modellhez képest.G² = 581.15, p <0.001). A korlátozott regressziós modell (Táblázat Table22) jelezte, hogy az alacsonyabb megerősítés és a hosszabb ITI előrejelzett hosszabb kitartásszerű szerencsejáték. Ezek a kifejezések ugyanúgy hatottak egymásra, mint az ANOVA tényező. Ezt követően egy további regressziós modellt, beleértve a különböző kovarianciák közötti kölcsönhatási feltételeket is (Táblázat Table33) ugyanazokkal a változókkal, mint a regresszió Táblázat Table11. A korlátozott és teljes tényezői regressziós modelleket összehasonlító LRT azt jelezte, hogy a teljes tényező modell jobban illeszkedik az adatokhoz (G² = 66.44, p <0.001). Ez ugyanazokat a jelentős hatásokat tárta fel, mint korábban, de azt is, hogy a magasabb, önjelölt impulzivitás hosszabb perzisztens szerencsejátékot jósolt. Volt egy olyan tendencia, amely azt sugallja, hogy ez kölcsönhatásba lép a megerősítés sebességével, és úgy tűnik, hogy a kevésbé impulzív személyek kevésbé kitartanak alacsony megerősítési körülmények között. A két pszichometriai mérés eredményei kölcsönhatásba léptek, és háromirányú kölcsönhatás alakult ki az ITI, az erősítés mértéke és a BDI között, depressziósabb egyéneknél a magas megerősítés aránya, az ITI csoport rövid ideig tartó szerencsejátékai kihalásban (Ábra Figure33).

 

Táblázat 2

Az extinkciós adatok korlátozott poisson regressziós modellje robusztus standard hibákkal.

 

Táblázat 3

Az extinkciós adatok teljes poisson regressziós modellje robusztus standard hibával.

 

ábra 3

A depresszió státusza és a kioltásban a szerencsejátékok aránya a négy feltétel mindegyikénél.

Vészhelyzeti ítélet

A készenléti döntésekre vonatkozó adatok elemzése azt mutatta, hogy a blokk jelentős \ t F(6.526,737.416) = 3.735, p = 0.001, η2p = 0.032. A blokk fő hatása jelentős lineáris kontrasztot is tartalmazott. F(1,113) = 10.312, p = 0.002, η2p = 0.084, ami azt jelzi, hogy a résztvevők jobban kalibrálódtak, mivel később ítélik meg a gyógyszer hatékonyságát (Ábra Figure44). Az ITI főbb hatásai, F(1,113) <1, és a megerősítés sebessége, F(1,113) <1, nem figyeltek meg. Interakciók a blokk és az ITI között, F(6.526, 737.415) <1, a megerősítés tömbje és sebessége, F(6.526,737.415) <1, és az ITI és a megerősítés mértéke, F(1,113) = 1.109, p = 0.295, nem voltak szignifikánsak. A blokk, a megerősítés mértéke közötti háromutas kölcsönhatás, F(6.526,737.416) = 1.048, p Az 0.399 nem volt szignifikáns.

 

ábra 4

Az 10-ítéletek résztvevői által készített átlagos kontingencia-ítéletek száma.

Finanszírozás. A jelentésben szereplő kutatást a Gazdasági és Szociális Kutatási Tanács (ES / J500100 / 1) és a Mérnöki és Fizikai Tudományok Kutatási Tanácsa (EP / GO37574 / 1) finanszírozta.

¹Ez a tanulmány arról számol be, hogy a magas frekvenciájú játékosok \ tn = 19) csak három patológiás szerencsejátékosot tartalmazott, és a DSM-IV Pathological Gambling kritériumok átlagos száma az 2.3 volt, ami azt jelzi, hogy ez a különbség a problémás szerencsejáték alacsony vagy közepes szintjében található.

²Számos résztvevő vett részt a feltételek között (n = 18). Azok a résztvevők, akik visszavonultak, újra meg lettek vizsgálva. Az összes résztvevő, aki kihagyta a depresszió és az impulzivitás befejezett mértékét. Ezeknek a lemorzsolódásoknak (82%) többsége alacsony erősítésű volt, magas ITI állapotban. A nem-paraméteres teszteket azért teszteltük, hogy kiderítsük, vajon a résztvevők, akik kimaradtak, minden tekintetben különböztek-e a többi résztvevőtől. Nem figyeltek meg szignifikáns különbséget az impulzivitás vagy a depressziós pontszámok között, sem azt, hogy milyen mértékű szerencsejáték volt a lemorzsolódás előtt (Wilcoxon aláírt rangos tesztje, p > 0.05). A kísérletből való kilépés után minden résztvevőt tájékoztattak. A lemorzsolódott résztvevők arról számoltak be, hogy azért vonultak ki a kísérletből, mert a tanulmány hossza ütközött más feladatokkal (pl. Előadások).

• Abramson LY, Garber J., Edwards NB, Seligman ME (1978). A depresszió és a skizofrénia várható változásai. J. Abnorm. Psychol. 87 102. [PubMed]
• Afifi TO, LaPlante DA, Taillieu TL, Dowd D., Shaffer HJ (2014). Szerencsejáték-bevonás: a játék gyakoriságának és a nem és a kor mérséklő hatásainak mérlegelése. Int. J. Mental Health Addict. 12 283–294. 10.1007/s11469-013-9452-3 [Cross Ref]
• LB ötvözet, Abramson LY (1979). A depressziós és nem nyomott hallgatók kontingenciájának megítélése: Sadder, de bölcsebb? J. Exp. Psychol. Gen. 108 441. [PubMed]
• Amerikai Pszichiátriai Szövetség (2013). A mentális zavarok diagnosztikai és statisztikai kézikönyve (DSM-5^®). Washington, DC: American Psychiatric Publishing.
• Baker A., ​​Msetfi RM, Hanley N., Murphy R. (2010). - Depresszív realizmus? sajnos nem bölcsebb, ” A tanulási elmélet klinikai alkalmazásaHaselgrove M., Hogarth L., szerkesztők. (Hove: Pszichológia Press;), 153 – 179.
• Barela PB (1999). Elméleti mechanizmusok, amelyek a próbaválasztó hatás alapját képezik a Pavlovi félelem kondicionálásában. J. Exp. Psychol. Anim. Behav. Folyamat. 25 177. [PubMed]
• Beck AT, Steer RA, Carbin MG (1988). A Beck Depressziós Leltár pszichometriai tulajdonságai: huszonöt éves értékelés. Clin. Psychol. Fordulat. 8 77 – 100.
• Beck AT, Ward CH, Mendelson MM, Mock JJ, Erbaugh JJ (1961). A depresszió mérésére szolgáló készlet. Boltív. Pszichiátria 4 561 – 571. 10.1001 / archpsyc.1961.01710120031004 [PubMed] [Cross Ref]
• Blaszczynski A., Cowley E., Anthony C., Hinsley K. (2015). Megszakad a játékban: elérik a tervezett célokat? J. Gambl. Stud. [Nyomtatás előtti epuből] 10.1007 / s10899-015-9565-7 [PubMed] [Cross Ref]
• Blaszczynski A., Nower L. (2002). A probléma és a patológiás szerencsejáték útvonala. Függőség 97 487 – 499. [PubMed]
• Bouton ME, Woods AM, Todd TP (2014). Az időalapú és a próba-alapú számlák elkülönítése a részleges megerősítés kihalási hatásáról. Behav. Folyamat. 101 23 – 31. [PMC ingyenes cikk] [PubMed]
• Breen RB, Zuckerman M. (1999). Chasing'in szerencsejáték-viselkedés: személyiség és kognitív determinánsok. Szem. Személyiségje. Diff. 27 1097 – 1111.
• Cameron AC, Trivedi PK (2009). Mikroökonometria Stata használatával. College Station, TX: Stata Press.
• Campbell-Meiklejohn DK, Woolrich MW, Passingham RE, Rogers RD (2008). Tudni, mikor kell megállítani: a veszteségek üldözésének agyi mechanizmusait. Biol. Pszichiátria 63 293 – 300. [PubMed]
• Capaldi EJ (1966). Részleges megerősítés: a szekvenciális hatások hipotézise. Psychol. Fordulat. 73 459. [PubMed]
• Capaldi EJ, Martins AP (2010). A megerősítési eredmények emlékeit elsősorban a Pavlovian kondicionálásra alkalmazzák. Tanul. Motiv. 41 187 – 201.
• Coates E., Blaszczynski A. (2014). A nyerőgép-játékban a visszatérési arány diszkriminációjának előrejelzői. J. Gambl. Stud. 30 669–683. 10.1007/s10899-013-9375-8 [PubMed] [Cross Ref]
• Collins LM, Lanza ST (2010). A látens osztály és a látens átmeneti elemzés: alkalmazásokkal a szociális, viselkedési és egészségügyi tudományokban. Hoboken, NJ: John Wiley és Sons.
• Crossman EK, Bonem EJ, Phelps BJ (1987). A fix, változó és véletlen arányú válaszadási minták összehasonlítása. J. Exp. Anális. Behav. 48 395 – 406. 10.1901 / jeab.1987.48-395 [PMC ingyenes cikk] [PubMed] [Cross Ref]
• Dickerson MG (1979). FI menetrendek és kitartás a szerencsejátékban az Egyesült Királyság fogadási irodájában. J. Appi. Behav. Anális. 12 315 – 323. [PMC ingyenes cikk] [PubMed]
• Dickerson MG (1984). Kompulzív szerencsejátékosok. London: Addison-Wesley Longman Kft.
• Dixon MJ, Fugelsang JA, MacLaren VV, Harrigan KA (2013). A szerencsejátékosok „szűk” diszkriminációt tudnak megkülönböztetni a „laza” elektronikus szerencsejáték-automatáktól. Int. Gambl. Stud. 13 98 – 111. 10.1080 / 14459795.2012.712151 [Cross Ref]
• Dixon MJ, Harrigan KA, Jarick M., MacLaren V., Fugelsang JA, Sheepy E. (2011). A gépjárműjátékban a közeli hiányosságok pszichofiziológiai felidézése. Int. Gambl. Stud. 11 393 – 407.
• Dymond S., McCann K., Griffiths J., Cox A., Crocker V. (2012). A nyerőgéppel kapcsolatos szerencsejátékok esetében a válaszok elosztása és az eredmények értékelése. Psychol. Rabja. Behav. 26 99 – 111. 10.1037 / a0023630 [PubMed] [Cross Ref]
• Fantino E., Navarro A., O'Daly M. (2005). A döntéshozatal tudománya: a szerencsejátékhoz kapcsolódó magatartások. Int. Gambl. Stud. 5 169 – 186.
• Fortune EE, Goodie AS (2012). Kognitív torzítások, mint a patológiás szerencsejáték összetevői és kezelési fókusza: felülvizsgálat. Psychol. Rabja. Behav. 26 298. [PubMed]
• Gallistel CR, Gibbon J. (2000). Idő, sebesség és kondicionálás. Psychol. Fordulat. 107 289. [PubMed]
• Szürke HM, LaPlante DA, Shaffer HJ (2012). A vállalati felelősségteljes szerencsejáték-beavatkozásokat kiváltó internetes játékosok viselkedési jellemzői. Psychol. Rabja. Behav. 26 527 – 535. 10.1037 / a0028545 [PubMed] [Cross Ref]
• Griffiths MD, Auer M. (2013). A játéktípus jelentéktelensége a probléma és a patológiás szerencsejáték megszerzésében, fejlesztésében és fenntartásában. Elülső. Psychol. 3: 621 10.3389 / fpsyg.2012.00621 [PMC ingyenes cikk] [PubMed] [Cross Ref]
• Harrigan KA (2007). Nyerőgép szerkezeti jellemzői: a visszafizetési százalékok torzított nézetei. J. Gambl. Issues 215-234. 10.4309 / jgi.2007.20.7 [Cross Ref]
• Harrigan KA, Dixon MJ (2009). PAR lapok, valószínűségek és játékgépek: a probléma és a nem problémás szerencsejáték következményei. J. Gambl. Issues 81-110. 10.4309 / jgi.2009.23.5 [Cross Ref]
• Haw J. (2008a). A megerősítés véletlenszerû arányú ütemezése: a korai győzelem és a nem erõsített próbák szerepe. J. Gambl. Issues 56-67. 10.4309 / jgi.2008.21.6 [Cross Ref]
• Haw J. (2008b). A megerősítés és a játékgép választása közötti kapcsolat. J. Gambl. Stud. 24 55–61. 10.1007/s10899-007-9073-5 [PubMed] [Cross Ref]
• Hayden BY, Platt ML (2007). Az időbeli diszkontálás a rhesus makákók kockázatérzékenységét jelzi. Akt. Biol. 17 49 – 53. 10.1016 / j.cub.2006.10.055 [PMC ingyenes cikk] [PubMed] [Cross Ref]
• Hing N., Gainsbury S., Blaszczynski A., Wood RT, Lubman D., Russell A. (2014). Interaktív szerencsejáték. Melbourne Liquor Office, VC: Szerencsejáték- és Versenyügyi Minisztérium jelentése a szerencsejátékkutatásról Ausztrália számára; Elérhető: http://www.gamblingresearch.org.au/resources/6482d5fa-f068-41e5-921f-facd4f10365e/interactive+gambling.pdf [Hozzáférés augusztus 1 2014].
• Horsley RR, Osborne M., Norman C., Wells T. (2012). A magas frekvenciájú játékosok fokozott ellenállást mutatnak a kihalás ellen a részleges megerősítés után. Behav. Brain Res. 229 438 – 442. [PubMed]
• Humphreys LG (1939). A megerősítés véletlenszerű váltakozása a kondicionált szemhéjreakciók megszerzésére és kihalására. J. Exp. Psychol. 25 141.
• Hurlburt RT, Knapp TJ, Knowles SH (1980). A szimulált nyerőgép-játék párhuzamos változó arányú és véletlenszerû arányos ütemezéssel. Psychol. Ismétlés. 47 635 – 639. 10.2466 / pr0.1980.47.2.635 [Cross Ref]
• Kassinove JI, Schare ML (2001). A „közel-hiány” és a „nagy győzelem” hatása a nyerőgép-szerencsejátékok kitartására. Psychol. Rabja. Behav. 15 155. [PubMed]
• Kräplin A., Dshemuchadse M., Behrendt S., Scherbaum S., Goschke T., Bühringer G. (2014). A patológiás szerencsejátékok diszfunkcionális döntéshozatala: mintázat-specifitás és az impulzivitás szerepe. Psychiatry Res. 215 675 – 682. [PubMed]
• LaBrie RA, LaPlante DA, Nelson SE, Schumann A., Shaffer HJ (2007). A játéktér értékelése: az internetes sportjátékok viselkedésének prospektív longitudinális vizsgálata. J. Gambl. Stud. 23 347–362. 10.1007/s10899-007-9067-3 [PubMed] [Cross Ref]
• LaPlante DA, Nelson SE, Grey HM (2014). Széles és mély részvétel: az internetes szerencsejátékok bevonásának megértése és a szerencsejáték-problémákhoz való viszonya. Psychol. Rabja. Behav. 28 396 – 403. 10.1037 / a0033810 [PubMed] [Cross Ref]
• Lesieur H., Blume S. (1987). A South Oaks Szerencsejáték-képernyő (SOGS): egy új eszköz a patológiás szerencsejátékosok azonosítására. Am. J. Pszichiátria 144 1184 – 1188. [PubMed]
• Lewis DJ, Duncan CP (1956). Különböző pénzbeli jutalmak hatása a kar-húzó válasz kihalására. J. Exp. Psychol. 52 23. [PubMed]
• Lewis DJ, Duncan CP (1957). Várakozás és ellenállás a húzó-húzó válasz kioltására, mint a megerősítés százalékos aránya és a jutalom összege. J. Exp. Psychol. 54 115. [PubMed]
• Lewis DJ, Duncan CP (1958a). Várakozás és ellenállás a húzó-húzó válasz kioltására, mint a megerősítés százalékos aránya és a felvételi kísérletek száma. J. Exp. Psychol. 55 121. [PubMed]
• Lewis DJ, Duncan CP (1958b). Különleges tapasztalat és részleges megerősítés. J. Abnorm. Soc. Psychol. 57 321. [PubMed]
• Linnet J., Rømer Thomsen K., Møller A., ​​Callesen MB (2010). Események gyakorisága, izgalom és szerencsejátékok a kóros szerencsejátékosok körében. Int. Gambl. Stud. 10 177 – 188. 10.1080 / 14459795.2010.502181 [Cross Ref]
• Mackintosh NJ (1974). Az állat-tanulás pszichológiája. Oxford: Academic Press.
• MacLaren VV, Fugelsang JA, Harrigan KA, Dixon MJ (2011). A patológiás szerencsejátékosok személyisége: meta-elemzés. Clin. Psychol. Fordulat. 31 1057 – 1067. [PubMed]
• MacLin OH, Dixon MR, Daugherty D., Small SL (2007). Három játékgép számítógépes szimulációját használva a szerencsejátékos preferenciájának vizsgálata a közel-hiányzó alternatívák különböző sűrűségei között. Behav. Res. Mód 39 237 – 241. [PubMed]
• Madden GJ, Ewan EE, Lagorio CH (2007). A szerencsejáték állatmodellje felé: a diszkontálás és a kiszámíthatatlan eredmények csábítása. J. Gambl. Stud. 23 63–83. 10.1007/s10899-006-9041-5 [PubMed] [Cross Ref]
• Miguez G., Witnauer JE, Laborda MA, Miller RR (2014). Kísérleti távolság a kihalás során: a kontextus-asszociációk szerepe. J. Exp. Psychol. Anim. Tanul. Cogn. 40 81. [PubMed]
• Miller NV, Currie SR, Hodgins DC, Casey D. (2013). A problémás szerencsejáték súlyossági indexének érvényesítése megerősítő faktoranalízissel és rasch modellezéssel. Int. J. Methods Psychiatr. Res. 22 245 – 255. [PubMed]
• Moody EW, Sunsay C., Bouton ME (2006). Alapozás és próba-távolság a kihalásnál: a kihalás teljesítményére, a spontán helyreállásra és az étvágygerjesztés helyreállítására gyakorolt ​​hatás. QJ Exp. Psychol. 59 809 – 829. [PubMed]
• Msetfi RM, Murphy RA, Simpson J. (2007). Depresszív realizmus és az intertrial intervallum hatása nulla, pozitív és negatív feltételezésekre. QJ Exp. Psychol. 60 461 – 481. [PubMed]
• Msetfi RM, Murphy RA, Simpson J., Kornbrot DE (2005). Depresszív realizmus és kimeneti sűrűség torzítás a vészhelyzeti ítéletekben: a kontextus és az intertrial intervallum hatása. J. Exp. Psychol. Gen. 134 10. [PubMed]
• Orford J., Wardle H., Griffiths M., Sproston K., Erens B. (2010). PGSI és DSM-IV az 2007 British Gambling Prevalence Survey felmérésében: megbízhatóság, elemválasz, tényezőszerkezet és átfogó megállapodás. Int. Gambl. Stud. 10 31 – 44.
• Orgaz C., Estévez A., Matute H. (2013). A patológiás szerencsejátékosok sokkal érzékenyebbek a normál asszociatív tanulási feladatban az ellenőrzés illúziójára. Elülső. Psychol. 4: 306 10.3389 / fpsyg.2013.00306 [PMC ingyenes cikk] [PubMed] [Cross Ref]
• Patton JH, Stanford MS, Barratt ES (1995). A Barratt impulzív skála faktorszerkezete. J. Clin. Psychol. 51 768 – 774. [PubMed]
• Poon L., Halpern J. (1971). Egy kis kísérlet PREE felnőtt emberekkel: az extinkció ellenállása az NR átmenetek számának függvényében. J. Exp. Psychol. 91 124.
• Sharpe L. (2002). A problémás szerencsejátékok átalakított kognitív-viselkedési modellje: biopszichoszociális szempont. Clin. Psychol. Fordulat. 22 1–25. 10.1016/S0272-7358(00)00087-8 [PubMed] [Cross Ref]
• Stout SC, Chang R., Miller RR (2003). A kísérleti távolság a cue interakció meghatározója. J. Exp. Psychol. Anim. Behav. Folyamat. 29 23. [PubMed]
• Sunsay C., Bouton ME (2008). A próba-távolság hatásának elemzése viszonylag hosszú intertrialintervallumokkal. Tanul. Behav. 36 104 – 115. [PubMed]
• Sunsay C., Stetson L., Bouton ME (2004). Memóriakezelés és próbaválasztó hatások a Pavlovian tanulásban. Tanul. Behav. 32 220 – 229. [PubMed]
• Wardle H., Moody A., Spence S., Orford J., Volberg R., Jotangia D., et al. (2011). Brit Gambling Prevalence Survey 2010. London: Az irodaszerek.
• Weatherly JN, Sauter JM, BM (2004). A „nagy győzelem” és a kihalás elleni ellenállás szerencsejáték esetén. J. Psychol. 138 495 – 504. [PubMed]