Mengapa Beberapa Game Lebih Adiktif daripada Yang Lain: Efek Waktu dan Hasil pada Ketekunan dalam Game Mesin Slot (2016)

Psikol Depan. 2016; 7: 46.

Diterbitkan secara online 2016 Feb 2. doi: 10.3389 / fpsyg.2016.00046

PMCID: PMC4735408

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

Informasi penulis ► Catatan artikel ► Informasi Hak Cipta dan Lisensi ►

Abstrak

Memanipulasi karakteristik perilaku yang berbeda dari permainan judi berpotensi mempengaruhi sejauh mana individu bertahan dalam judi, dan transisi mereka ke perilaku bermasalah. Ini memiliki dampak potensial untuk teknologi perjudian seluler dan intervensi perjudian yang bertanggung jawab. Dua model laboratorium yang berkaitan dengan ini adalah efek pemadaman pengaruh parsial (PREE) dan efek jarak percobaan. Kedua hal ini dapat mempercepat atau menunda akuisisi dan kepunahan perilaku terkondisi. Kami melaporkan percobaan yang memanipulasi tingkat penguatan dan interval antar percobaan (ITI) pada mesin slot simulasi di mana peserta diberi pilihan antara perjudian dan melewatkan pada setiap percobaan, sebelum perjudian perseverative diukur dalam kepunahan, diikuti dengan pengukuran ilusi. kontrol, depresi dan impulsif. Kami berhipotesis bahwa ITI yang lebih lama dalam hubungannya dengan tingkat penguatan yang rendah yang diamati dalam perjudian akan mengarah pada ketekunan yang lebih besar. Kami lebih lanjut berhipotesis, mengingat bahwa waktu diketahui penting dalam menampilkan kontrol ilusi dan berpotensi bertahan dalam perjudian, bahwa paparan sebelumnya dengan interval yang lebih lama dapat memengaruhi ilusi kontrol. Interaksi antara ITI dan tingkat penguatan diamati, karena penjudi yang diperkuat rendah dengan ITI yang lama bertaruh lebih lama. Responden juga menunjukkan kepunahan dan PREE. Penjudi terkena tingkat penguatan yang lebih tinggi yang dipertaruhkan lebih lama dalam perolehan. Impulsif dikaitkan dengan ketekunan yang diperpanjang dalam kepunahan, dan penjudi yang lebih tertekan dalam kelompok ITI pendek bertulang tinggi bertahan lebih lama. Kinerja dalam penilaian kontingensi gagal untuk mendukung hipotesis kedua: satu-satunya kontras signifikan yang diamati adalah bahwa peserta menjadi lebih baik dikalibrasi saat tugas berkembang.

Kata kunci: judi, impulsif, pembelajaran asosiatif, perilaku, kecanduan, jadwal penguatan, mesin slot

Pengantar

Munculnya teknologi perjudian baru datang dengan kekhawatiran bahwa jadwal penguatan baru dapat meningkatkan risiko bahaya bagi penjudi. Model masalah judi berasumsi bahwa ada serangkaian proses perilaku dan kognitif umum yang mendasari pengembangan perilaku adiktif (Blaszczynski dan Nower, 2002; Sharpe, 2002). Kami melaporkan percobaan yang menyelidiki efek penguatan parsial dan waktu pada perilaku perjudian perseveratif, karena ini dapat mendukung bagian dari transisi ke masalah judi. Defisit dalam memproses penguatan parsial sebelumnya telah diamati pada penjudi berat (Horsley et al., 2012), sambil meningkatkan interval antar percobaan (ITI) memfasilitasi perolehan perilaku terkondisi (Gallistel dan Gibbon, 2000). Dalam laporan ini kami menguraikan percobaan di mana peserta bermain di mesin slot simulasi di mana frekuensi menang dan ITI dimanipulasi antara kelompok dan ketekunan dalam kepunahan diukur.

Delay, Trial Spacing, dan ITIs

Meningkatkan interval antara pertaruhan mungkin penting dalam mendorong permainan yang berkelanjutan dan mungkin menjadi komponen di balik popularitas permainan tertentu. Game lotere misalnya telah memperpanjang penundaan antara pertaruhan dan seringkali merupakan game yang paling populer dan sering dimainkan (Wardle et al., 2011). Meskipun ini mungkin karena lotere sangat tersedia (di antara banyak pertimbangan), di beberapa yurisdiksi (misalnya, Inggris) permainan lain ditawarkan di samping tiket lotre (misalnya, kartu awal), mengendalikan ketersediaan. Meskipun demikian, lebih banyak orang bermain lotre daripada game yang tersedia serupa, dan melakukannya lebih sering. Namun, risiko bahaya yang dirasakan sangat rendah, meskipun tidak jelas apakah 'kecanduan' judi terletak pada permainan tertentu (Afifi et al., 2014) atau fitur perilaku tertentu (Griffiths dan Auer, 2013). Beberapa gim video seluler mengeksploitasi efek serupa dengan menerapkan penundaan di antara permainan gim seperti perjudian. Taruhan dalam pertandingan, yang dikaitkan dengan seluler (Hing et al., 2014) dan masalah judi (Gray et al., 2012; LaPlante et al., 2014), menggabungkan permainan terus menerus dan terputus-putus. Memahami peran waktu dan latensi pada perilaku perjudian memiliki konsekuensi penting untuk bentuk perjudian yang lebih baru, seperti perjudian seluler (di mana taruhan dalam permainan dipromosikan secara besar-besaran), karena cara orang menggunakan ponsel cerdas cenderung meningkatkan latensi antar judi. Dalam permainan mengacu pada taruhan yang dibuat pada suatu acara (misalnya, pertandingan sepak bola) sementara acara itu sendiri terjadi sedangkan dalam bentuk taruhan tradisional, taruhan dilakukan sebelum acara. Griffiths and Auer (2013) Berdebat bertaruh dalam pertandingan mungkin lebih membuat ketagihan karena lebih berkelanjutan. Namun, diskontinuitas yang cukup tetap ada dalam permainan karena taruhan tetap dibatasi dalam suatu acara. Data nyata tentang taruhan dalam pertandingan (LaBrie et al., 2007) mengungkapkan berbagai temuan: walaupun ada risiko yang jelas dari masalah judi, temuan tersebut tidak secara meyakinkan menyimpulkan bahwa ini karena sifatnya yang berkelanjutan; in-play gamblers memasang taruhan lebih sedikit dan ada sedikit perbedaan dalam level taruhan harian. Meskipun petaruh dalam permainan bertaruh lebih banyak uang secara keseluruhan, median yang dipertaruhkan lebih rendah dari taruhan olahraga tradisional, dan petaruh dalam permainan memiliki kerugian bersih yang lebih rendah. Gray et al. (2012) menyarankan kedekatan antara taruhan dan hasil mungkin berperan penting dalam menarik penjudi berisiko atau impulsif ke dalam perjudian yang dimainkan.

Literatur pembelajaran asosiatif menunjukkan bahwa peningkatan latensi antara bala bantuan memfasilitasi akuisisi perilaku terkondisi (Gallistel dan Gibbon, 2000). Gallistel dan Gibbon (2000) model waktu menghipotesiskan bahwa penurunan rasio antara bala dan ITI dalam pengkondisian klasik dan operan mengurangi jumlah bala untuk akuisisi. Ini diklaim independen dari penguatan parsial, yang meningkatkan jumlah uji tapi tidak bala bantuan. Literatur tentang efek 'percobaan jarak', terutama dipelajari dalam konteks pengkondisian klasik (Barela, 1999; Stout et al., 2003; Sunsay et al., 2004; Moody et al., 2006; Sunsay dan Bouton, 2008; Miguez et al., 2014), telah menemukan bahwa uji coba yang tersebar memudahkan pengkondisian.

Kurang jelas apakah latensi yang lebih besar dalam kepunahan memengaruhi kinerja. Gallistel dan Gibbon (2000) mengklaim bahwa interval tanpa penguatan bukan kejadian non-penguatan adalah kuncinya, dan bahwa bala bantuan yang dihilangkan dalam kepunahan tidak terpengaruh oleh penguatan parsial. Penelitian lain telah mengidentifikasi efek ITI pada kepunahan, dengan penekanan respon yang lebih besar diamati dengan ITI yang lebih pendek (Mackintosh, 1974; Moody et al., 2006).

Pengaturan waktu dianggap sebagai komponen penting dari ilusi kontrol (Msetfi et al., 2005, 2007; Baker et al., 2010), bias kognitif yang lazim dalam masalah judi (Fortune dan Goodie, 2012). Ilusi kontrol, yang dioperasionalkan sebagai perkiraan yang terlalu tinggi dari hubungan antara respons dan hasil, dapat diinduksi menggunakan tugas penilaian kontingensi di mana peristiwa-peristiwa ini tidak terkait tetapi hasilnya terjadi sangat sering. Contoh standar dari tugas ini termasuk tombol yang mendorong tugas yang terkait dengan aktivasi lampu (Paduan dan Abramson, 1979), atau tugas pengambilan keputusan medis menilai hubungan antara obat eksperimental dan peningkatan pasien (Orgaz et al., 2013). Sejauh mana individu yang tidak mengalami depresi menunjukkan ilusi kontrol dipengaruhi oleh latensi antara percobaan: semakin lama ITI dikaitkan dengan kontrol ilusi yang lebih kuat pada individu yang tidak mengalami depresi (Msetfi et al., 2005). Penjudi bermasalah menunjukkan ilusi kontrol yang lebih kuat dalam paradigma penilaian kontingensi (Orgaz et al., 2013), meskipun arah kausal dari hubungan ini masih belum jelas: paparan yang luas terhadap jadwal penguatan tertentu dapat meningkatkan ilusi kontrol, atau individu yang rentan terhadap ilusi kontrol mungkin lebih mungkin mengembangkan masalah judi. Kami menyertakan tugas yang berasal dari paradigma yang sama dengan Orgaz et al. (2013), yang peserta diminta untuk menyelesaikan setelah tugas mesin slot. Kami juga mengukur depresi ketika individu yang depresi tampak membuat penilaian yang lebih terkalibrasi dalam paradigma ini (Paduan dan Abramson, 1979) dengan ITI yang lebih panjang (Msetfi et al., 2005). Gangguan suasana hati juga telah diidentifikasi sebagai jalur potensial untuk masalah judi (Blaszczynski dan Nower, 2002).

Pengaruh Kepunahan Parsial Efek dan Impulsif

Efek pemadaman pengaruh parsial (PREE) adalah paradoks perilaku di mana perilaku yang diperkuat lebih rendah bertahan lebih lama tanpa penguatan relatif terhadap penguat yang lebih konsisten terjadi (Mackintosh, 1974; Bouton et al., 2014), seperti selama periode panjang kerugian dalam perjudian (Dickerson, 1979; Fantino et al., 2005; Horsley et al., 2012). Defisit penguatan sebagian telah diidentifikasi pada penjudi frekuensi tinggi^¹, yang membutuhkan waktu lebih lama dari penjudi rekreasi untuk memadamkan asosiasi ini (Horsley et al., 2012), perubahan yang mungkin terjadi dari paparan kronis jadwal penguatan dalam perjudian. Horsley et al. (2012) melaporkan bahwa meskipun penguatan parsial dihipotesiskan menjadi komponen penting dalam perjudian, basis bukti jarang. Kegagalan memadamkan telah diidentifikasi sebagai penanda masalah judi (Weatherly et al., 2004). Kegagalan untuk memadamkan juga secara langsung (misalnya, upaya yang gagal untuk menghentikan perjudian, judi lebih dari yang dimaksudkan untuk) atau tidak langsung (misalnya, mengejar kerugian) sesuai dengan indikator untuk Gangguan Judi (American Psychiatric Association, 2013) atau masalah judi (Lesieur dan Blume, 1987).

Tidaklah mengherankan bahwa PREE telah dikaitkan dengan perjudian, dan banyak perhatian telah dicurahkan untuk mempelajari ini di mesin slot. Mesin slot cenderung memiliki tingkat penguatan yang sangat rendah (meskipun ini bervariasi pada mesin yang terkomputerisasi), dan para penjudi tetap bermain meskipun ada serangkaian kekalahan. Ada literatur yang telah menggunakan tugas mesin slot untuk menyelidiki efek penguatan parsial pada pembelajaran operan. Lewis dan Duncan (1956, 1957, 1958a,b) melakukan serangkaian percobaan menggunakan simulasi perjudian untuk menguji teori penguatan parsial, menemukan bahwa probabilitas hadiah yang lebih rendah dikaitkan dengan ketekunan yang lebih besar. Poon and Halpern (1971) menggunakan paradigma serupa untuk menguji Capaldi's (1966; Capaldi dan Martins, 2010) teori penguatan parsial dengan memanipulasi perintah percobaan dalam tugas mesin slot dengan sejumlah kecil percobaan akuisisi. Kassinove and Schare (2001) memanipulasi kemenangan besar dan nyaris gagal dalam perilaku gigih dalam kepunahan dalam paradigma mesin slot yang sama, menemukan bahwa kepadatan nyaris mempengaruhi tingkat di mana peserta bertahan perjudian tetapi bukan kemenangan besar.

Jadwal penguatan yang berbeda berpotensi memengaruhi cara perilaku memadamkan (Madden et al., 2007; Haw, 2008a) Perjudian beroperasi pada jadwal penguatan rasio acak, bagian dari jadwal rasio variabel. Kurang dipahami dengan baik daripada jadwal rasio variabel, itu informatif untuk kontras bagaimana jadwal rasio acak berbeda dari jadwal rasio variabel. Distribusi tipikal jumlah percobaan sampai respon diperkuat pada jadwal rasio acak mengikuti pola berbentuk-L; jumlah uji coba dengan cepat menurun setelah sejumlah kecil permainan tetapi berlanjut tanpa batas dengan probabilitas yang sangat rendah. Berbeda dengan jadwal rasio variabel biasanya (tetapi tidak harus) kasus bahwa probabilitas jumlah uji coba untuk penguatan didistribusikan secara merata, dan ada batas atas jumlah uji coba sebelum perilaku diperkuat (Haw, 2008a). Studi yang membandingkan jadwal ini belum menunjukkan perbedaan yang jelas; Hurlburt et al. (1980) tidak menemukan perbedaan antara jadwal rasio variabel dan acak dalam perjudian, meskipun kelemahan dengan penelitian ini telah diidentifikasi (Haw, 2008b). Crossman et al. (1987) tidak menemukan perbedaan antara tiga jadwal penguatan rasio (variabel, tetap dan acak) pada hewan. Studi terbaru menunjukkan bahwa jadwal rasio acak menunjukkan perilaku yang lebih gigih dibandingkan dengan jadwal rasio tetap, terutama ketika jumlah uji coba untuk penguatan sangat besar (Madden et al., 2007).

Tugas mesin slot yang kami uraikan dalam laporan ini dirancang sehingga peserta diminta mengambil risiko uang yang telah mereka menangkan selama percobaan, tetapi jumlah uang yang dimenangkan akan meningkat secara bertahap. Kondisi penguatan rendah berusaha menciptakan situasi yang mirip dengan perjudian uang sungguhan. Salah satu kritik dari banyak eksperimen mesin slot adalah bahwa studi ini cenderung memanfaatkan tingkat penguatan yang tinggi relatif terhadap mesin slot nyata (Kassinove dan Schare, 2001; Harrigan, 2007). Mesin slot tiga reel mekanis memiliki peluang menang sebesar 9%, tetapi ini bervariasi pada mesin yang terkomputerisasi (Harrigan dan Dixon, 2009). Dalam penelitian perjudian (misalnya, MacLin et al., 2007; Dixon et al., 2011) tingkat penguatan yang lebih tinggi (20%) telah digunakan dalam paradigma kepunahan. Kami memutuskan untuk menggunakan tingkat penguatan 30%, beroperasi pada jadwal penguatan rasio acak mirip dengan perjudian mesin slot nyata.

Impulsif yang dilaporkan sendiri diukur sebagai impulsif yang memprediksi perjudian gigih dalam menghadapi peningkatan kerugian, dan merupakan jalan menuju masalah judi. Breen and Zuckerman (1999) menemukan bahwa penjudi impulsif 'mengejar' kerugian lebih lama dalam permainan judi di mana probabilitas menang menurun saat percobaan berlanjut. Impulsif telah diidentifikasi sebagai faktor risiko untuk masalah judi, penjudi bermasalah (MacLaren et al., 2011; Kräplin et al., 2014) menunjukkan impulsif yang dilaporkan sendiri lebih tinggi.

Untuk menguji apakah efek perilaku ini mendorong perjudian gigih, kami melakukan percobaan dua bagian di mana ITI dan tingkat penguatan dimanipulasi. Peserta ditugaskan ke salah satu dari empat kelompok dan terkena tingkat penguatan yang tinggi atau rendah, dan ITI panjang atau pendek antara judi. Asosiasi dipadamkan setelah sejumlah uang dimenangkan. Peserta kemudian menyelesaikan tugas penilaian kontingensi di mana mereka menilai kemanjuran obat eksperimental. Literatur tentang penguatan parsial memprediksi bahwa individu yang terpapar pada tingkat penguatan yang lebih rendah akan bertahan lebih lama. Akun berdasarkan kepunahan berdasarkan percobaan memprediksi bahwa uji kepunahan massal harus menekan merespons lebih cepat, sebagai lawan dari akun berbasis waktu di mana seharusnya tidak ada perbedaan. Penjudi impulsif harus bertahan lebih lama dalam kepunahan juga, berdasarkan eksperimen sebelumnya yang melihat ketekunan dalam mengejar kerugian.

Bahan dan Metode

Mendesain

Percobaan adalah desain faktorial 2 × 2 antara subjek, tingkat penguatan dan ITI adalah faktor yang dimanipulasi. Tingkat penguatan adalah 0.7 dan 0.3. ITI panjang (10) atau pendek (3).

Pada setiap percobaan para peserta diberikan pilihan untuk bertaruh atau tidak. Jumlah percobaan di mana peserta memutuskan untuk bertaruh adalah variabel dependen. Hasil pertaruhan dan jumlah uang yang telah dimenangkan peserta juga dicatat. Fase kepunahan dibagi menjadi beberapa blok uji coba 10 untuk analisis. Peserta juga diberikan tugas penilaian kontingensi. Dalam penilaian kontingensi, langkah-langkah tugas adalah proporsi percobaan di mana obat itu diberikan, dan penilaian kontingensi dibuat oleh peserta. Impulsif dan depresi diukur menggunakan Barratt Impulsiveness Scale (BIS-11; Patton et al., 1995) dan Beck Depression Inventory (BDI; Beck et al., 1961) masing-masing. BIS-11 adalah ukuran item-30 yang mengukur tiga faktor urutan tinggi dari perhatian, non-perencanaan, dan impulsif motor (Patton et al., 1995). BDI adalah ukuran item-24 yang mengukur berbagai tingkat keparahan depresi, membedakan depresi dari kecemasan dan memiliki konsistensi internal yang kuat (Beck et al., 1988). Tidak ada pengukuran lebih lanjut dari perbedaan individu atau perilaku yang diambil selain dari yang dilaporkan di sini.

Peserta

Sebanyak peserta 122 direkrut dari komunitas Universitas Nottingham untuk mengambil bagian dalam penelitian ini (Usia rata-rata = 22.63, SD = 3.96, gender - 69 wanita dan 53 pria)^². Penelitian ini dilakukan sesuai, dan dengan persetujuan etis oleh Komite Review Etika Etika Universitas Universitas Nottingham. Semua peserta memberikan persetujuan tertulis sebelum awal percobaan.

Tidak ada bukti perbedaan sifat antara kelompok. Analisis Varians satu arah (ANOVA) dilakukan pada kedua kuesioner, dan ANOVA untuk BIS [F(4,166) = 1.543, p = 0.192] dan BDI [F(4,166) = 0.662, p = 0.619] tidak signifikan.

Prosedur

Peserta secara acak ditugaskan ke salah satu dari empat kondisi. Untuk bagian pertama percobaan, peserta diminta untuk berpartisipasi dalam paradigma PREE dalam konteks mesin slot yang disimulasikan (Angka Figur11). Peserta diberitahu bagaimana mesin slot bekerja, dan besarnya imbalan untuk setiap jenis hasil kemenangan. Mesin slot yang disimulasikan adalah mesin slot satu baris sederhana dengan tiga gulungan. Peserta memenangkan uang jika ikon pada tiga gulungan cocok. Ada lima ikon berbeda (lemon, ceri, pir, oranye, dan lucky seven), dengan nilai kemenangan 10, 15, 20, 25, dan 30p. Kemungkinan setiap hasil kemenangan yang terjadi adalah sama, sehingga hasil kemenangan rata-rata adalah 20p ($ 0.35).

GAMBAR 1

Cuplikan layar dari tampilan mesin slot peserta diberikan selama tugas penguatan parsial.

Untuk setiap percobaan, peserta diberikan pilihan antara judi dan lompat. Tombol-tombol disorot sehingga peserta menyadari dua pilihan yang mereka miliki. Terlepas dari apakah mereka memilih untuk bertaruh atau tidak, gambar pada tiga gulungan yang disajikan di layar menyegarkan setiap 500 ms untuk memberikan tampilan gerakan. Di 1500, 3000, dan 4500 ms, salah satu gulungan (dari kiri ke kanan) berhenti berputar. Jika gulungan cocok dan peserta dipertaruhkan, peserta dianugerahi koresponden uang dengan nilai ikon di gulungan. Jika gulungan tidak cocok, mereka kehilangan taruhan yang telah mereka buat, yang ditetapkan pada 3p (£ 0.03, setara dengan sekitar US $ 0.05). Kemenangan dan kerugian disertai dengan umpan balik visual dan auditori yang berbeda untuk setiap hasil. Suara-suara ini berbeda jika para peserta melewatkan pertaruhan. Sepanjang tugas, peserta diberi tahu tentang saldo mereka saat ini. Di antara setiap percobaan, tombol pada layar tetap merah, menandakan bahwa para peserta tidak dapat membuat taruhan lagi. ITI untuk kondisi ITI pendek adalah 3000 ms, dan 10000 ms untuk kondisi ITI panjang.

Peserta disajikan dengan uji coba latihan 10 sebelum permainan mulai mengkredit atau mengurangi uang dari pemain. Peserta diberi tahu saat uji coba praktik telah berakhir. Setelah percobaan eksperimental dimulai, para peserta bermain sampai mereka mencapai kriteria, ditetapkan sebagai telah memenangkan lebih dari £ 10.00 (US $ 15.40) di bank. Setelah peserta mencapai kriteria, mereka dihadapkan pada uji kepunahan 50, di mana tidak mungkin untuk memenangkan uang dari mesin slot, dan kemudian tugas berakhir secara otomatis. Kepunahan diukur dengan penindasan perilaku judi mereka; peserta tidak diberitahu tentang fase kepunahan pada akhir percobaan. Uji coba praktik memiliki uji coba menang (yang tidak membayar), dan fase kepunahan tidak memiliki kemenangan atau uang. Fase praktik dan kepunahan identik di setiap kondisi, kecuali peserta ITI yang berbeda terpapar.

Setelah menyelesaikan paradigma PREE, peserta diminta untuk membuat serangkaian penilaian kontinjensi tentang efektivitas obat eksperimental fiktif yang berkaitan dengan pemulihan pasien. Paradigma penilaian kontingensi diadaptasi dari studi yang diterbitkan sebelumnya (Orgaz et al., 2013). Dalam paradigma ini peserta disajikan informasi tentang obat fiksi yang dirancang untuk menyembuhkan penyakit kulit menular fiksi yang memiliki konsekuensi yang tidak menyenangkan ketika wabah / krisis terjadi. Peserta diberi pilihan untuk memilih antara memberikan obat dan tidak memberikan obat, dan mereka diberi umpan balik mengenai hasilnya segera setelah itu (apakah situasi pasien membaik atau tidak). Paradigma ini dirancang untuk memperoleh ilusi kontrol dengan memiliki kepadatan hasil yang tinggi - tingkat dasar dari hasil yang diinginkan (pasien pulih) tinggi (0.8), dan benar-benar independen dari keputusan pengguna. Setelah membuat keputusan, para peserta diberitahu tentang hasil dari pilihan, dan ada jeda kecil (3500 ms) sebelum disajikan dengan keputusan lagi.

Setelah setiap rangkaian uji coba 10, peserta diminta untuk menilai efektivitas obat. Peserta diminta untuk menilai efektivitas obat pada skala dari 0 ke 100. Ini diwakili oleh bilah berarsir di tengah layar, di mana mereka diberi umpan balik tentang nomor yang mereka pilih, ditentukan oleh seberapa jauh di sepanjang bilah yang mereka klik. Peserta dapat mengulangi mengklik sepanjang slider sampai mereka puas dengan pilihan mereka, dan diminta untuk mengkonfirmasi pilihan mereka menggunakan tombol terpisah.

Pendekatan Analitik

Untuk menilai lamanya kepunahan untuk setiap kelompok, proporsi pertaruhan yang dibuat rata-rata di lima blok uji coba 10. Analisis data berjalan dalam dua tahap. Pertama, ANOVA faktorial dilakukan pada data kepunahan dan penilaian kontingensi, dengan 5 (blok) × 2 (ITI) × 2 (Tingkat Penguatan) desain campuran ANOVA sedang dilakukan. Desain campuran 10 × 2 × 2 ANOVA dilakukan berdasarkan penilaian kontingensi 10 yang dibuat oleh peserta. Untuk menguji efek dari perbedaan individu pada perilaku perjudian dan perjudian perseverative, serangkaian model regresi poisson diperkirakan pada jumlah uji coba peserta perjudian selama akuisisi dan kepunahan. Ini dilakukan dalam tiga langkah. Pertama, model awal dibangun di mana tidak ada kovariat yang dimasukkan ke dalam model. Kemudian, model regresi kedua dibangun di mana ITI, tingkat penguatan, skor BIS, skor BDI dan istilah interaksi antara ITI dan tingkat penguatan dimasukkan. ITI dan tingkat penguatan diberi kode dummy (ROR tinggi = 1, rendah = 0; ITI = 1 pendek, panjang = 0), dan skor BIS / BDI dihitung ulang dengan rata-rata 0. Ini dibandingkan dengan model nol menggunakan uji rasio kemungkinan (LRT). LRT biasanya digunakan dalam pemodelan variabel laten untuk membandingkan antara dua model bersarang, misalnya dalam analisis kelas laten (Collins dan Lanza, 2010), atau antara kesesuaian dua model regresi, seperti dalam kasus ini. Ini kemudian dibandingkan dengan model lengkap di mana istilah interaksi dimodelkan di setiap kovariat.

Pada titik ini, data diuji untuk memeriksa apakah data tersebut sesuai dengan distribusi poisson. Yang terpenting, regresi poisson mengasumsikan bahwa mean dan varians bersyarat adalah sama. Sementara penyimpangan dari asumsi ini memiliki sedikit efek pada koefisien regresi keseluruhan, ketika overdispersi (varians yang lebih besar dari rata-rata) adalah substansial ini cenderung menekan kesalahan standar, meningkatkan risiko temuan positif palsu. Sementara kesalahan standar yang kuat dapat digunakan untuk menyesuaikan ini (Cameron dan Trivedi, 2009), alternatifnya adalah memperkirakan model regresi binomial negatif, yang mencakup parameter ekstra untuk model penyebaran berlebih. Untuk data akuisisi, pendekatan ini diambil. Untuk data kepunahan, sementara data disebarkan secara berlebihan, tingkat penyebarannya jauh lebih sedikit, sehingga kesalahan standar yang kuat diterapkan pada model regresi.

Sejumlah outlier ditemukan dalam data kepunahan tulangan yang rendah. Pemeriksaan data menunjukkan bahwa sejumlah penjudi dalam penguatan rendah, kondisi ITI lama berhenti berjudi kurang dari dua pertaruhan hingga terjadi kepunahan dan bahwa ini adalah titik data yang terlampaui. Peserta ini (n = 3) melaporkan dalam debrief bahwa mereka memperlakukan £ 10 sebagai hal yang penting, baik berhenti segera setelah mereka memenangkan £ 10 atau berhenti untuk tetap di atas £ 10, terlepas dari perubahan kontingensi. Para peserta ini dikeluarkan dari analisis lebih lanjut.

Hasil

Perilaku Berjudi

Untuk mempelajari pengaruh variabel perilaku dan sifat pada perilaku akuisisi, model regresi binomial negatif offset digunakan untuk mengontrol efek diferensial paparan, di mana variabel yang sama digunakan untuk model faktorial terbatas dan penuh sebagai data kepunahan. Ini mengungkapkan bahwa model terbatas (tabel Tabel11) lebih cocok daripada model nol (G² = 22.74, p <0.001), tetapi model faktorial lengkap tidak lebih cocok daripada model terbatas (G² = 6.359, p = 0.784). Ini mengungkapkan bahwa peserta yang terpapar pada tingkat penguatan yang lebih tinggi berjudi lebih sering dalam akuisisi.

Model regresi binomial negatif offset data akuisisi.

Tugas PREE

ANOVA yang dilakukan pada data kepunahan mengungkapkan efek utama dari blok, F(2.541,292.187) = 131.095, p <0.001, η2p = 0.533, di mana kontras linier signifikan, F(1,115) = 229.457, p <0.001, η2p = 0.666, dan tingkat penguatan, F(1,115) = 82.912, p <0.001, η2p = 0.419, tetapi tidak ada efek utama dari ITI, F(1,115) = 1.455, p = 0.23. Ada interaksi antara blok dan tingkat penguatan, F(2.541,292.187) = 22.801, p <0.001, η2p = 0.165, dan interaksi lebih lanjut antara tingkat penguatan dan ITI, F(1,115) = 6.317, p = 0.0133, η2p = 0.052. Tidak ada interaksi antara blok dan ITI, F(2.541,292.187) = 1.124, p = 0.334, atau interaksi tiga arah, F(2.541,292.187) <1. Efek utama dari blok menunjukkan bahwa respon menurun dengan meningkatnya jumlah blok (yaitu, peserta dipadamkan). Ini berinteraksi dengan tingkat penguatan, karena peserta yang terkena tingkat penguatan yang lebih tinggi dipadamkan lebih cepat, menunjukkan adanya PREE. Pengaruh utama laju perkuatan menandakan temuan yang sama. Tingkat penguatan dan interaksi ITI menunjukkan bahwa ketika tingkat penguatan yang rendah dengan ITI yang lama, peserta bertaruh lebih lama dalam kepunahan (Angka Figur22). Blok dan laju efek tulangan, dan interaksi antara blok dan laju tulangan semuanya berukuran besar (η2p > 0.12), sedangkan interaksi antara laju penguatan dan interaksi ITI memiliki pengaruh kecil hingga sedang.

GAMBAR 2

Plot data kepunahan untuk semua kelompok, dalam blok uji coba 10.

Perbedaan individu

Untuk menguji peran perbedaan individu dalam perjudian perseveratif, prosedur regresi poisson digunakan pada jumlah taruhan dalam kepunahan. LRT menunjukkan bahwa model awal yang dibatasi lebih sesuai dengan data dibandingkan dengan model nol (G² = 581.15, p <0.001). Model regresi terbatas (tabel Tabel22) menunjukkan bahwa tingkat penguatan yang lebih rendah dan lebih lama ITI memperkirakan perjudian yang lebih lama. Istilah-istilah ini berinteraksi dengan cara yang sama dengan ANOVA faktorial. Model regresi lebih lanjut termasuk istilah interaksi antara kovariat yang berbeda kemudian dilakukan (tabel Tabel33) dengan variabel yang sama dengan regresi dalam tabel Tabel11. LRT yang membandingkan model regresi faktorial terbatas dan penuh menunjukkan bahwa model faktorial penuh lebih sesuai dengan data (G² = 66.44, p <0.001). Ini mengungkapkan efek signifikan yang sama seperti sebelumnya, tetapi juga bahwa impulsivitas yang dilaporkan sendiri lebih tinggi memprediksi perjudian perseverative yang lebih lama. Ada kecenderungan yang menunjukkan bahwa ini berinteraksi dengan tingkat penguatan, dengan individu yang kurang impulsif tampak kurang gigih dalam kondisi penguatan rendah. Skor pada dua ukuran psikometri berinteraksi, dan ada interaksi tiga arah antara ITI, tingkat penguatan dan BDI, dengan individu yang lebih tertekan dalam tingkat penguatan yang tinggi, perjudian grup ITI pendek untuk waktu yang lebih lama dalam kepunahan (Angka Figur33).

Model regresi poisson terbatas data kepunahan dengan kesalahan standar yang kuat.

Model regresi poisson penuh data kepunahan dengan kesalahan standar yang kuat.

GAMBAR 3

Plot status depresi dan proporsi taruhan dalam kepunahan untuk masing-masing dari empat kondisi.

Tugas Penghakiman Kontinjensi

Analisis data penilaian kontinjensi mengungkapkan bahwa efek utama yang signifikan dari blok, F(6.526,737.416) = 3.735, p = 0.001, η2p = 0.032. Efek utama dari blok juga termasuk kontras linier yang signifikan, F(1,113) = 10.312, p = 0.002, η2p = 0.084, menunjukkan bahwa peserta menjadi lebih baik dikalibrasi karena mereka kemudian membuat penilaian tentang kemanjuran obat (Angka Figur44). Efek utama ITI, F(1,113) <1, dan laju penguatan, F(1,113) <1, tidak diamati. Interaksi antara blok dan ITI, F(6.526, 737.415) <1, blok dan laju perkuatan, F(6.526,737.415) <1, dan ITI dan tingkat penguatan, F(1,113) = 1.109, p = 0.295, tidak signifikan. Interaksi tiga arah antara blok, tingkat penguatan, F(6.526,737.416) = 1.048, p = 0.399, juga tidak signifikan.

GAMBAR 4

Plot penilaian kontingensi rata-rata di seluruh penilaian 10 yang dibuat oleh peserta.

Diskusi

Hasil percobaan ini menunjukkan bagaimana jadwal penguatan yang berbeda mempengaruhi perilaku selama tugas perjudian yang disimulasikan, dan dapat menghasilkan perjudian panjang dalam menghadapi kerugian yang terus berlanjut. Ini juga memperluas temuan dari sejumlah paradigma perilaku yang mengukur ketekunan pada situasi di mana para peserta diminta untuk menyebutkan preferensi tertentu. Baik tingkat penguatan dan ITI berperan dalam mempengaruhi berapa lama peserta bertaruh ketika asosiasi dipadamkan, dan ini berinteraksi. Ada bukti bahwa perbedaan individu memengaruhi perilaku dalam kondisi ini, dengan individu yang lebih impulsif berjudi lebih lama dalam kepunahan. Dalam hal tingkat penguatan, temuan penelitian ini mencerminkan literatur yang luas yang telah berulang kali menemukan bahwa jadwal penguatan yang lebih ramping dikaitkan dengan ketekunan yang lebih besar dalam kepunahan. Temuan tentang ITI (dan istilah interaksi), telah diprediksi di masa lalu, dan beberapa studi telah mengidentifikasi efek jarak percobaan dalam kepunahan dengan hewan, tetapi sepengetahuan kami penelitian manusia tentang masalah ini sangat terbatas. Ini juga menyoroti bagaimana efek pengaturan waktu pada perjudian gigih memiliki implikasi potensial untuk praktik perjudian, terutama dengan teknologi perjudian yang lebih baru yang cenderung mengubah latensi antar judi. Temuan impulsif terkait berbicara dengan literatur yang sebelumnya menyarankan bahwa individu impulsif bertahan lebih lama ketika jumlah uang hilang. Penelitian ini lebih jauh yang menyoroti pentingnya proses perilaku pada perilaku perjudian, dan memiliki implikasi untuk permainan dan teknologi perjudian, terutama yang mendorong pola permainan yang terputus-putus.

Temuan kami secara luas mencerminkan sejumlah studi yang menggunakan paradigma mesin slot simulasi untuk menguji penguatan parsial (Lewis dan Duncan, 1956, 1957, 1958a,b; Poon dan Halpern, 1971). Kami mengukur kepunahan sedikit berbeda dengan penelitian sebelumnya, meminta peserta untuk memilih apakah akan melanjutkan atau tidak daripada ketika mereka berjalan menjauh dari mesin. Efek serupa telah diamati sebelumnya ketika meminta orang untuk memilih antara satu dari dua mesin (Dymond et al., 2012). Penting untuk dicatat bahwa telah diperdebatkan apakah penjudi dapat membedakan antara mesin dengan tingkat penguatan yang berbeda, diukur dalam hal preferensi (misalnya, waktu yang dihabiskan untuk mesin) antara dua atau lebih mesin slot yang disimulasikan (Weatherly et al., 2004; Haw, 2008b; Dixon et al., 2013; Coates dan Blaszczynski, 2014). Kami menemukan bahwa tingkat penguatan yang tinggi dikaitkan dengan tingkat keterlibatan yang lebih tinggi pada mesin simulasi. Ini secara luas konsisten dengan literatur, yang telah menemukan bahwa perbedaan muncul tetapi hanya ketika ada kesenjangan yang cukup besar dalam penguatan. Hasil ini memperluas ini ketika kelompok yang berbeda terkena mesin yang berbeda.

Kedua kelompok yang berkekuatan rendah menunjukkan perjudian gigih yang luas. Berjudi yang terus berlanjut ini berpotensi sebagai penanda perilaku untuk mengejar kerugian. Mengejar kekalahan sering kali menjadi kriteria pertama dari Disordered Gambling untuk muncul (Orford et al., 2010; Miller et al., 2013), dan dalam model perjudian bermasalah diteorikan sebagai titik kritis menuju judi masalah. Paradigma kepunahan menyelidiki kelanjutan sesi, sebuah fenomena yang dianggap sangat terkait dengan pengejaran kerugian dalam perjudian yang bermasalah (Breen dan Zuckerman, 1999). Penguatan parsial sebelumnya telah disarankan sebagai penjelasan alternatif untuk fenomena loss-chasing (Dickerson, 1984), khususnya untuk kelanjutan perjudian. Penjelasan lain untuk mengejar kerugian cenderung memohon kesalahan para penjudi (Campbell-Meiklejohn et al., 2008). Hasil penelitian ini memberikan dukungan untuk peran penguatan parsial dalam pengejaran kerugian, meskipun terbatas pada aspek pengejaran mengejar. Penelitian lebih lanjut perlu dilakukan pada ukuran taruhan untuk memverifikasi ini. Perlu dicatat bahwa dalam hal kriteria klinis (misalnya, untuk Gambling Disorder dalam DSM), ada penekanan yang lebih besar pada ketekunan. Demikian pula kami menemukan bahwa individu impulsif berjudi lebih lama dalam kepunahan, sebuah temuan yang sebelumnya telah diamati dalam literatur (Breen dan Zuckerman, 1999), dan ditafsirkan sebagai menunjukkan bahwa individu impulsif mengejar kerugian lebih lama.

Mengingat ITI, sementara kami menemukan bahwa individu bertahan lebih lama dalam kepunahan dengan ITI yang lebih lama, perilaku perjudian mereka tidak secara sistematis berbeda dalam akuisisi. Temuan kepunahan tampaknya sedikit lebih konsisten dengan akun PREE berbasis percobaan (Mackintosh, 1974), meskipun kami tidak menguji secara langsung antara kedua akun. Temuan ini agak kontras dengan penelitian yang telah menemukan bahwa latensi yang lebih pendek dikaitkan dengan keterlibatan yang lebih besar (Linnet et al., 2010) dan preferensi risiko yang lebih besar (Hayden dan Platt, 2007). Kami tidak menemukan bahwa individu lebih suka mesin ITI yang lebih lama, tetapi mereka bertaruh lebih lama pada mereka ketika dipaksa untuk membuat pilihan. Kualifikasi utama adalah bahwa pengembangan mesin slot menunjukkan bahwa mesin cenderung untuk mempercepat daripada memperlambat. Namun cara individu berinteraksi dengan perangkat yang dapat digunakan untuk judi seperti smartphone cenderung meningkatkan latensi, dan kadang-kadang digunakan dalam gim video mobile untuk tujuan yang sama; pemain ditawari kesempatan untuk bertaruh untuk game yang bernilai dengan interval besar (misalnya sekali sehari), dan dapat bermain lagi dengan uang sungguhan. Kekhawatiran yang sama adalah bahwa beberapa intervensi yang bertujuan mengurangi kerugian yang disebabkan oleh perjudian campur tangan dengan memaksa jeda dalam sesi perjudian. Meskipun hal ini memengaruhi waktu antara sesi dan bukan percobaan, akun asosiatif mengenai waktu menunjukkan hasil yang serupa. Temuan penelitian ini menyiratkan bahwa perawatan harus dilakukan dengan intervensi ini. Selain itu, kekhawatiran ini bukan tanpa dukungan empiris, karena penelitian baru-baru ini telah menemukan bahwa memaksa istirahat tanpa menyertakan konten untuk menargetkan sikap atau perilaku penjudi meningkatkan motivasi individu untuk terus berjudi (Blaszczynski et al., 2015). Meskipun penelitian ini menjelaskan temuan ini dalam konteks penyelesaian perilaku, interpretasi asosiatif yang terkait erat dengan temuan ini dapat didalilkan.

Efek utama dari blok (dan kontras linier yang signifikan) menunjukkan bahwa perilaku perjudian peserta ditekan saat kepunahan berlangsung, dan kepunahan berlanjut semakin lama sehingga peserta terus kalah. Efek utama tingkat penguatan ditemukan. Ini adalah efek PREE klasik yang telah diamati dalam banyak penelitian sejak itu Humphreys (1939). Dua efek utama ini juga berinteraksi; secara perilaku ini adalah pernyataan ulang dari PREE, karena kecepatan di mana peserta padam lebih cepat dengan tingkat penguatan yang tinggi.

Interaksi antara tingkat penguatan dan ITI juga diamati. Analisis tersebut secara kuat menunjukkan bahwa interaksi ini didorong oleh kelompok ITI yang berkekuatan rendah dan panjang, yang tampaknya menunjukkan resistensi terhadap kepunahan pada dua blok pertama (meskipun tidak ada interaksi dengan blok yang diamati). Moody et al. (2006) menemukan pola yang sama dari hasil memanipulasi ITI dalam paradigma penguatan parsial, meskipun dengan kesenjangan yang jauh lebih besar antara uji coba. Temuan ini juga tampaknya konsisten dengan Mackintosh (1974) ulasan tentang kepunahan. Temuan ini sangat menarik dalam konteks teknologi perjudian yang lebih baru, seperti perjudian smartphone, di mana kesenjangan yang lebih besar antara perjudian diantisipasi karena bagaimana perangkat ini digunakan. Model Jalur (Blaszczynski dan Nower, 2002), model perjudian masalah yang didukung dengan baik, memprediksi ada tiga jalur untuk perjudian masalah yang berbagi dasar pembelajaran asosiatif dan kognitif, dan khususnya bahwa ada 'jalur yang dikondisikan secara perilaku' yang murni didorong oleh ini, dibandingkan dengan yang lain yang menekankan kerentanan emosional dan sifat antisosial / impulsif.

Satu-satunya perbedaan yang diamati dalam tugas penilaian kontingensi adalah efek utama dari blok: penilaian peserta menjadi lebih baik dikalibrasi sebagai tugas berlangsung. Kontras linier dalam hal ini juga signifikan, yang menegaskan arah temuan. Peserta menunjukkan ilusi kontrol, karena penilaian kontingensi secara substansial lebih besar dari hubungan antara respons dan hasil. Tidak ada efek ITI dan tingkat penguatan. Mengingat mekanisme kausal yang tidak jelas yang mendasari ilusi kontrol (Orgaz et al., 2013), mungkin karena defisit pemrosesan perilaku menimbulkan faktor risiko untuk masalah judi. Akibatnya akan menarik untuk memeriksa apakah kinerja pada tugas ini, diambil sebelum tugas perjudian, kemudian memprediksi perilaku perjudian.

Kami menemukan bahwa orang-orang yang depresi bermain lebih lama dalam kelompok ITI yang sangat kuat dan pendek. Individu yang depresi sering lebih suka permainan cepat dan acak (misalnya, mesin slot) yang menghasilkan penguatan negatif dari suasana hati yang buruk (Blaszczynski dan Nower, 2002). Teori masalah judi menekankan pentingnya penguatan negatif pada individu yang mengalami peristiwa kehidupan traumatis atau suasana hati yang berantakan; penguatan negatif sangat dihipotesiskan menjadi komponen penting dalam perilaku terkait ketergantungan. Sehubungan dengan ITI, resistensi terhadap perubahan harapan diamati pada orang yang mengalami depresi dan (Abramson et al., 1978), dalam hubungannya dengan perubahan dalam pembelajaran depresi karena ITI yang telah digunakan untuk menjelaskan efek realisme depresi mungkin menjelaskan temuan ini. Secara khusus, ITI dan ilusi literatur kontrol mengidentifikasi bahwa dalam kontinjensi positif, peningkatan ITI tidak mempengaruhi penilaian kontinjensi, tetapi pada individu yang depresi hal ini dihambat dengan cara yang sama seperti asosiasi non-kontingen (Msetfi et al., 2005, 2007; Baker et al., 2010). Mengingat bahwa garis penelitian ini sangat menunjukkan bahwa ITI mempengaruhi perilaku yang berbeda pada orang yang mengalami depresi, mungkin itu terjadi bahwa peningkatan ITI memiliki efek yang sama pada perubahan harapan seperti halnya pada penilaian kontingensi, yang mungkin menjelaskan temuan ini. Namun ini spekulatif, dan akan membutuhkan penelitian lebih lanjut untuk diselidiki.

Studi ini menyoroti bagaimana perbedaan jadwal penguatan mempengaruhi perilaku perjudian. Peserta yang terpapar pada tingkat penguatan yang lebih rendah bertahan lebih lama. Ini berinteraksi dengan ITI, karena para peserta terpapar pada ITI yang lebih panjang dan tingkat penguatan yang rendah dipertaruhkan lebih lama dalam kepunahan. Peserta dengan impulsif yang dilaporkan sendiri lebih tinggi bertaruh lebih lama dalam kepunahan. Hasil menunjukkan bahwa memanipulasi fitur perilaku dalam permainan judi yang disimulasikan dapat menghasilkan judi perseveratif yang lebih lama.

Kontribusi Penulis

Semua penulis yang terdaftar, telah membuat kontribusi substansial, langsung dan intelektual untuk karya tersebut, dan menyetujui untuk publikasi. Richard James bertanggung jawab atas pengumpulan dan analisis data. Pekerjaan ini merupakan bagian dari penelitian doktoralnya.

Pernyataan Benturan Kepentingan

Para penulis menyatakan bahwa penelitian ini dilakukan tanpa adanya hubungan komersial atau keuangan yang dapat ditafsirkan sebagai potensi konflik kepentingan.

Pendanaan. Penelitian ini yang terdapat dalam laporan ini didanai oleh Dewan Penelitian Ekonomi dan Sosial (ES / J500100 / 1) dan Dewan Penelitian Ilmu Teknik dan Fisika (EP / GO37574 / 1).

¹Studi ini melaporkan bahwa sampel mereka dari penjudi frekuensi tinggi (n = 19) hanya mengandung tiga penjudi patologis, dan jumlah rata-rata kriteria Perjudian Patologis DSM-IV yang disahkan adalah 2.3, menunjukkan ini adalah perbedaan yang ditemukan pada judi bermasalah bermasalah tingkat rendah hingga sedang.

²Sejumlah peserta dari berbagai kondisi keluar (n = 18). Peserta yang mengundurkan diri diresample. Semua peserta yang drop out menyelesaikan langkah-langkah depresi dan impulsif. Sebagian besar dari mereka yang putus sekolah (82%) berada dalam tingkat penguatan yang rendah, kondisi ITI yang tinggi. Tes non-parametrik dilakukan untuk menguji apakah peserta yang keluar berbeda dari peserta lain dengan kondisi yang sama dalam hal apa pun. Tidak ada perbedaan signifikan yang diamati dalam skor impulsif atau depresi, atau tingkat mereka berjudi sebelum putus (uji peringkat Wilcoxon yang ditandatangani, p > 0.05). Semua peserta diberi penjelasan setelah penarikan dari eksperimen. Peserta yang keluar melaporkan bahwa mereka menarik diri dari eksperimen karena lamanya studi bertentangan dengan keterlibatan lain (mis., Kuliah).

Referensi

Abramson LY, Garber J., Edwards NB, Seligman ME (1978). Perubahan harapan dalam depresi dan skizofrenia. J. Abnorm. Psikol. 87 102. [PubMed]
Afifi TO, LaPlante DA, Taillieu TL, Dowd D., Shaffer HJ (2014). Keterlibatan perjudian: mempertimbangkan frekuensi permainan dan efek moderasi jenis kelamin dan usia. Int. J. Kecanduan Kesehatan Mental. 12 283–294. 10.1007/s11469-013-9452-3 [Cross Ref]
Paduan LB, Abramson LY (1979). Penilaian kontingensi pada siswa yang depresi dan tidak depresi: Lebih sedih tapi lebih bijaksana? J. Exp. Psikol. Kej. 108 441. [PubMed]
American Psychiatric Association (2013). Manual Diagnostik dan Statistik Gangguan Mental, (DSM-5^®). Washington, DC: Penerbitan Psikiatri Amerika.
Baker A., Msetfi RM, Hanley N., Murphy R. (2010). “Realisme depresi? sayangnya tidak bijaksana, " Aplikasi Klinis Teori Belajar, eds Haselgrove M., Hogarth L., editor. (Hove: Psychology Press;), 153 – 179.
Barela PB (1999). Mekanisme teoritis yang mendasari efek uji coba ruang pada Pavlovian fear conditioning. J. Exp. Psikol. Anim. Behav. Proses. 25 177. [PubMed]
Beck AT, Steer RA, Carbin MG (1988). Sifat psikometrik dari Inventarisasi Depresi Beck: dua puluh lima tahun evaluasi. Clin. Psikol. Putaran. 8 77 – 100.
Beck AT, Ward CH, Mendelson MM, Mock JJ, Erbaugh JJ (1961). Inventaris untuk mengukur depresi. Lengkungan. Jenderal Psikiatri 4 561 – 571. 10.1001 / archpsyc.1961.01710120031004 [PubMed] [Cross Ref]
Blaszczynski A., Cowley E., Anthony C., Hinsley K. (2015). Istirahat bermain: apakah mereka mencapai tujuan yang diinginkan? J. Gambl. Pejantan. [Lepaskan sebelum cetak] 10.1007 / s10899-015-9565-7 [PubMed] [Cross Ref]
Blaszczynski A., Nower L. (2002). Model jalur masalah dan perjudian patologis. Kecanduan 97 487 – 499. [PubMed]
Bouton ME, Woods AM, Todd TP (2014). Pemisahan akun berbasis waktu dan berbasis percobaan dari efek kepunahan penguatan parsial. Behav. Proses. 101 23 – 31. [Artikel gratis PMC] [PubMed]
Breen RB, Zuckerman M. (1999). Mengejar perilaku judi: penentu kepribadian dan kognitif. Pers. Individu Diff. 27 1097 – 1111.
Cameron AC, Trivedi PK (2009). Mikroekonometrik Menggunakan Stata. College Station, TX: Stata Press.
Campbell-Meiklejohn DK, Woolrich MW, Passingham RE, Rogers RD (2008). Mengetahui kapan harus berhenti: mekanisme otak mengejar kerugian. Biol. Psikiatri 63 293 – 300. [PubMed]
Capaldi EJ (1966). Penguatan parsial: hipotesis efek berurutan. Psikol. Putaran. 73 459. [PubMed]
Capaldi EJ, Martins AP (2010). Menerapkan kenangan hasil penguatan terutama untuk pengkondisian Pavlov. Belajar. Motiv. 41 187 – 201.
Coates E., Blaszczynski A. (2014). Prediktor diskriminasi tingkat pengembalian dalam permainan mesin slot. J. Gambl. Pejantan. 30 669–683. 10.1007/s10899-013-9375-8 [PubMed] [Cross Ref]
Collins LM, Lanza ST (2010). Kelas Laten dan Analisis Transisi Laten: Dengan Aplikasi dalam Ilmu Sosial, Perilaku dan Kesehatan. Hoboken, NJ: John Wiley and Sons.
Crossman EK, Bonem EJ, Phelps BJ (1987). Perbandingan pola respons pada jadwal rasio tetap, variabel, dan acak. J. Exp. Anal Behav. 48 395 – 406. 10.1901 / jeab.1987.48-395 [Artikel gratis PMC] [PubMed] [Cross Ref]
Dickerson MG (1979). Jadwal FI dan kegigihan dalam perjudian di kantor taruhan Inggris. J. Appl. Behav. Anal 12 315 – 323. [Artikel gratis PMC] [PubMed]
Dickerson MG (1984). Penjudi Kompulsif. London: Addison-Wesley Longman Ltd.
Dixon MJ, Fugelsang JA, MacLaren VV, Harrigan KA (2013). Penjudi dapat membedakan 'ketat' dari mesin perjudian elektronik 'longgar'. Int. Gambl. Pejantan. 13 98 – 111. 10.1080 / 14459795.2012.712151 [Cross Ref]
Dixon MJ, Harrigan KA, Jarick M., MacLaren V., Fugelsang JA, Sheepy E. (2011). Tanda-tanda gairah psikofisiologis hampir-hilang dalam bermain mesin slot. Int. Gambl. Pejantan. 11 393 – 407.
Dymond S., McCann K., Griffiths J., Cox A., Crocker V. (2012). Alokasi tanggapan dan peringkat hasil yang muncul dalam perjudian mesin slot. Psikol. Pecandu. Behav. 26 99 – 111. 10.1037 / a0023630 [PubMed] [Cross Ref]
Fantino E., Navarro A., O'Daly M. (2005). Ilmu pengambilan keputusan: perilaku yang terkait dengan perjudian. Int. Gambl. Pejantan. 5 169 – 186.
Fortune EE, Goodie AS (2012). Distorsi kognitif sebagai komponen dan fokus perawatan perjudian patologis: tinjauan. Psikol. Pecandu. Behav. 26 298. [PubMed]
Gallistel CR, Gibbon J. (2000). Waktu, kecepatan, dan pengondisian. Psikol. Putaran. 107 289. [PubMed]
Gray HM, LaPlante DA, Shaffer HJ (2012). Karakteristik perilaku penjudi internet yang memicu intervensi perjudian yang bertanggung jawab perusahaan. Psikol. Pecandu. Behav. 26 527 – 535. 10.1037 / a0028545 [PubMed] [Cross Ref]
Griffiths MD, Auer M. (2013). Ketidakrelevanan jenis permainan dalam akuisisi, pengembangan dan pemeliharaan masalah dan perjudian patologis. Depan. Psikol. 3: 621 10.3389 / fpsyg.2012.00621 [Artikel gratis PMC] [PubMed] [Cross Ref]
Harrigan KA (2007). Karakteristik struktural mesin slot: pandangan pemain yang terdistorsi dari persentase pengembalian. J. Gambl. Masalah 215 – 234. 10.4309 / jgi.2007.20.7 [Cross Ref]
Harrigan KA, Dixon MJ (2009). PAR Sheets, probabilitas, dan bermain mesin slot: implikasi untuk perjudian bermasalah dan tidak bermasalah. J. Gambl. Masalah 81 – 110. 10.4309 / jgi.2009.23.5 [Cross Ref]
Haw J. (2008a). Jadwal penguatan rasio acak: peran kemenangan awal dan uji coba yang tidak diperkuat. J. Gambl. Masalah 56 – 67. 10.4309 / jgi.2008.21.6 [Cross Ref]
Haw J. (2008b). Hubungan antara penguatan dan pilihan mesin game. J. Gambl. Pejantan. 24 55–61. 10.1007/s10899-007-9073-5 [PubMed] [Cross Ref]
Hayden BY, Platt ML (2007). Diskon temporal memprediksi sensitivitas risiko pada kera rhesus. Curr. Biol. 17 49 – 53. 10.1016 / j.cub.2006.10.055 [Artikel gratis PMC] [PubMed] [Cross Ref]
Hing N., Gainsbury S., Blaszczynski A., Kayu RT, Lubman D., Russell A. (2014). Perjudian Interaktif. Laporan untuk Penelitian Judi Australia oleh Office of Liquor Melbourne, VC: Departemen Peradilan Permainan dan Balap; Tersedia di: http://www.gamblingresearch.org.au/resources/6482d5fa-f068-41e5-921f-facd4f10365e/interactive+gambling.pdf [Diakses Agustus 1 2014].
Horsley RR, Osborne M., Norman C., Wells T. (2012). Penjudi frekuensi tinggi menunjukkan peningkatan resistensi terhadap kepunahan setelah penguatan parsial. Behav. Res otak. 229 438 – 442. [PubMed]
Humphreys LG (1939). Efek pergantian penguat acak pada akuisisi dan kepunahan reaksi kelopak mata terkondisi. J. Exp. Psikol. 25 141.
Hurlburt RT, Knapp TJ, Knowles SH (1980). Mesin slot yang disimulasikan dimainkan dengan rasio variabel konkuren dan jadwal penguatan rasio acak. Psikol. Reputasi. 47 635 – 639. 10.2466 / pr0.1980.47.2.635 [Cross Ref]
Kassinove JI, Schare ML (2001). Efek dari "nyaris" dan "kemenangan besar" pada kegigihan di perjudian mesin slot. Psikol. Pecandu. Behav. 15 155. [PubMed]
Kräplin A., Dshemuchadse M., Behrendt S., Scherbaum S., Goschke T., Bühringer G. (2014). Pengambilan keputusan disfungsional dalam perjudian patologis: kekhususan pola dan peran impulsif. Res psikiatri. 215 675 – 682. [PubMed]
LaBrie RA, LaPlante DA, Nelson SE, Schumann A., Shaffer HJ (2007). Menilai bidang permainan: studi prospektif longitudinal dari perilaku perjudian olahraga internet. J. Gambl. Pejantan. 23 347–362. 10.1007/s10899-007-9067-3 [PubMed] [Cross Ref]
LaPlante DA, Nelson SE, Gray HM (2014). Keterlibatan luas dan mendalam: memahami keterlibatan perjudian internet dan hubungannya dengan masalah perjudian. Psikol. Pecandu. Behav. 28 396 – 403. 10.1037 / a0033810 [PubMed] [Cross Ref]
Lesieur H., Blume S. (1987). The South Oaks Gambling Screen (SOGS): instrumen baru untuk identifikasi penjudi patologis. Saya. J. Psikiatri 144 1184 – 1188. [PubMed]
Lewis DJ, Duncan CP (1956). Pengaruh persentase uang yang berbeda terhadap kepunahan respon tuas-menarik. J. Exp. Psikol. 52 23. [PubMed]
Lewis DJ, Duncan CP (1957). Ekspektasi dan resistensi terhadap kepunahan respon tuas sebagai fungsi dari persentase penguatan dan jumlah hadiah. J. Exp. Psikol. 54 115. [PubMed]
Lewis DJ, Duncan CP (1958a). Ekspektasi dan resistensi terhadap kepunahan respon tuas sebagai fungsi dari persentase penguatan dan jumlah uji coba akuisisi. J. Exp. Psikol. 55 121. [PubMed]
Lewis DJ, Duncan CP (1958b). Pengalaman yang aneh dan penguatan parsial. J. Abnorm. Soc. Psikol. 57 321. [PubMed]
Linnet J., Rømer Thomsen K., Møller A., Callesen MB (2010). Frekuensi acara, kegembiraan dan keinginan untuk berjudi, di antara penjudi patologis. Int. Gambl. Pejantan. 10 177 – 188. 10.1080 / 14459795.2010.502181 [Cross Ref]
Mackintosh NJ (1974). Psikologi Pembelajaran Hewan. Oxford: Academic Press.
MacLaren VV, Fugelsang JA, Harrigan KA, Dixon MJ (2011). Kepribadian penjudi patologis: meta-analisis. Clin. Psikol. Putaran. 31 1057 – 1067. [PubMed]
MacLin OH, Dixon MR, Daugherty D., SL Kecil (2007). Menggunakan simulasi komputer dari tiga mesin slot untuk menginvestigasi preferensi seorang penjudi di antara beragam variasi alternatif nyaris mati. Behav. Res. Metode 39 237 – 241. [PubMed]
Madden GJ, Ewan EE, Lagorio CH (2007). Menuju model binatang dari perjudian: menunda diskon dan daya pikat hasil yang tidak terduga. J. Gambl. Pejantan. 23 63–83. 10.1007/s10899-006-9041-5 [PubMed] [Cross Ref]
Miguez G., JE Witnauer, Laborda MA, Miller RR (2014). Spasi percobaan selama kepunahan: peran konteks-as asosiasi. J. Exp. Psikol. Anim. Belajar. Cogn. 40 81. [PubMed]
Miller NV, Currie SR, Hodgins DC, Casey D. (2013). Validasi indeks keparahan masalah judi menggunakan analisis faktor konfirmatori dan pemodelan ras. Int. J. Metode Psikiatri. Res. 22 245 – 255. [PubMed]
Moody EW, Sunsay C., Bouton ME (2006). Priming dan percobaan jarak dalam kepunahan: efek pada kinerja kepunahan, pemulihan spontan, dan pemulihan dalam pengkondisian selera. QJ Exp. Psikol. 59 809 – 829. [PubMed]
Msetfi RM, Murphy RA, Simpson J. (2007). Realisme depresi dan efek interval intertrial pada penilaian kontingensi nol, positif, dan negatif. QJ Exp. Psikol. 60 461 – 481. [PubMed]
Msetfi RM, Murphy RA, Simpson J., Kornbrot DE (2005). Realisme depresi dan bias kepadatan hasil dalam penilaian kontingensi: efek dari konteks dan interval intertrial. J. Exp. Psikol. Jenderal 134 10. [PubMed]
Orford J., Wardle H., Griffiths M., Sproston K., Erens B. (2010). PGSI dan DSM-IV dalam Survei Prevalensi Perjudian Inggris 2007: keandalan, respons item, struktur faktor, dan perjanjian antar-skala. Int. Gambl. Pejantan. 10 31 – 44.
Orgaz C., Estévez A., Matute H. (2013). Penjudi patologis lebih rentan terhadap ilusi kontrol dalam tugas pembelajaran asosiatif standar. Depan. Psikol. 4: 306 10.3389 / fpsyg.2013.00306 [Artikel gratis PMC] [PubMed] [Cross Ref]
Patton JH, Stanford MS, Barratt ES (1995). Struktur faktor skala impulsif Barrat. J. Clin. Psikol. 51 768 – 774. [PubMed]
Poon L., Halpern J. (1971). PREE uji coba kecil dengan manusia dewasa: resistensi terhadap kepunahan sebagai fungsi dari sejumlah transisi NR. J. Exp. Psikol. 91 124.
Sharpe L. (2002). Model kognitif-perilaku reformulasi dari perjudian masalah: perspektif biopsikososial. Clin. Psikol. Putaran. 22 1–25. 10.1016/S0272-7358(00)00087-8 [PubMed] [Cross Ref]
Stout SC, Chang R., Miller RR (2003). Trial spacing adalah penentu interaksi isyarat. J. Exp. Psikol. Anim. Behav. Proses. 29 23. [PubMed]
Sunsay C., Bouton ME (2008). Analisis efek uji jarak dengan interval intertrial yang relatif panjang. Belajar. Behav. 36 104 – 115. [PubMed]
Sunsay C., Stetson L., Bouton ME (2004). Memori priming dan efek spasi percobaan dalam pembelajaran Pavlov. Belajar. Behav. 32 220 – 229. [PubMed]
Wardle H., Moody A., Spence S., Orford J., Volberg R., Jotangia D., et al. (2011). Survei Prevalensi Perjudian Inggris 2010. London: Kantor Alat Tulis.
JN Weatherly, Sauter JM, King BM (2004). “Kemenangan besar” dan penolakan terhadap kepunahan saat berjudi. J. Psychol. 138 495 – 504. [PubMed]