Perché alcuni giochi sono più avvincenti di altri: gli effetti dei tempi e il payoff sulla perseveranza in un gioco di slot machine (2016)

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

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Manipolare diverse caratteristiche comportamentali dei giochi d'azzardo può potenzialmente influenzare la misura in cui gli individui perseverano nel gioco d'azzardo e la loro transizione verso comportamenti problematici. Ciò ha un potenziale impatto per le tecnologie di gioco mobile e gli interventi di gioco responsabile. Due modelli di laboratorio pertinenti sono l'effetto di estinzione di rinforzo parziale (PREE) e l'effetto di spaziatura di prova. Entrambi potrebbero accelerare o ritardare l'acquisizione e l'estinzione del comportamento condizionato. Riportiamo un esperimento che ha manipolato il tasso di rinforzo e inter-intervallo di prova (ITI) su una slot machine simulata in cui ai partecipanti è stata data la scelta tra il gioco d'azzardo e il salto su ogni prova, prima che il gioco perseverativo fosse misurato in estinzione, seguito dalle misurazioni dell'illusione di controllo, depressione e impulsività. Abbiamo ipotizzato che un ITI più lungo in congiunzione con i bassi tassi di rinforzo osservati nel gioco d'azzardo porterebbe a una maggiore perseveranza. Abbiamo inoltre ipotizzato, dato che il tempo è noto per essere importante nel mostrare un controllo illusorio e potenzialmente nel perseverare nel gioco d'azzardo, che l'esposizione precedente a intervalli più lunghi potrebbe influenzare le illusioni del controllo. È stata osservata un'interazione tra ITI e tasso di rinforzo, poiché i giocatori con un basso livello di rinforzo con una ITI lunga hanno giocato più a lungo. Gli intervistati hanno anche mostrato l'estinzione e un PREE. I giocatori d'azzardo esposti a un più alto tasso di rinforzo giocano d'azzardo più a lungo nell'acquisizione. L'impulsività era associata ad una prolungata perseveranza nell'estinzione, e i giocatori più depressi del gruppo ITI di alto rinforzo breve perseverarono più a lungo. Le prestazioni nel giudizio di contingenza non sono riuscite a supportare la seconda ipotesi: l'unico contrasto significativo osservato è che i partecipanti sono diventati più calibrati man mano che il compito progrediva.

Ritardo, spaziatura di prova e ITI

Aumentare l'intervallo tra i giochi potrebbe essere utile per incoraggiare il gioco continuo e potrebbe essere una componente dietro la popolarità di alcuni giochi. I giochi della lotteria, per esempio, hanno prolungato i ritardi tra i giochi d'azzardo e sono spesso i giochi più popolari e giocati di frequente (Wardle et al., 2011). Mentre questo potrebbe essere dovuto al fatto che le lotterie sono altamente disponibili (tra numerose considerazioni), in alcune giurisdizioni (ad esempio, il Regno Unito) altri giochi sono offerti insieme ai biglietti della lotteria (ad esempio, gratta e vinci), controllando la disponibilità. Nonostante questo, molte più persone giocano alla lotteria rispetto ai giochi disponibili allo stesso modo, e lo fanno più spesso. Tuttavia, il rischio percepito di danno è molto basso, anche se non è chiaro se la "dipendenza" del gioco d'azzardo si trova in giochi specifici (Afifi et al., 2014) o caratteristiche comportamentali specifiche (Griffiths e Auer, 2013). Alcuni videogiochi mobili sfruttano effetti simili imponendo ritardi tra giochi di giochi simili a giochi d'azzardo. Scommesse in-game, che sono associate al mobile (Hing et al., 2014) e il problema del gioco d'azzardo (Gray et al., 2012; LaPlante et al., 2014), combina un gioco continuo e discontinuo. Comprendere il ruolo del tempo e della latenza sul comportamento del gioco d'azzardo ha conseguenze importanti per le nuove forme di gioco d'azzardo, come il gioco d'azzardo mobile (dove le scommesse in-game sono pesantemente promosse), in quanto il modo in cui le persone usano gli smartphone aumenta le latenze tra i giochi. In gioco si riferisce a scommesse fatte su un evento (ad esempio, una partita di calcio) mentre si verifica l'evento stesso mentre nelle forme tradizionali di scommessa la scommessa è fatta prima dell'evento. Griffiths e Auer (2013) argomentare le scommesse in-play potrebbe essere più avvincente perché è più continuo. Tuttavia, persistono considerevoli discontinuità poiché le scommesse restano limitate all'interno di un evento. Dati reali sulle scommesse in-play (LaBrie et al., 2007) rivela risultati contrastanti: sebbene vi sia un chiaro rischio di gioco problematico, i risultati non concludono in modo decisivo che ciò sia dovuto alla sua natura continua; i giocatori in gioco hanno piazzato meno scommesse e c'era poca differenza nei livelli giornalieri di scommesse. Sebbene gli scommettitori in-game scommettessero più soldi in generale, la scommessa mediana era inferiore alle scommesse sportive tradizionali e gli scommettitori in gioco avevano una perdita netta inferiore. Gray et al. (2012) suggerire che l'immediatezza tra la scommessa e l'esito può essere strumentale per attirare giocatori d'azzardo rischiosi o impulsivi per il gioco d'azzardo in-game.

La letteratura di apprendimento associativo indica che l'aumento delle latenze tra i rinforzi facilita l'acquisizione di comportamenti condizionati (Gallistel e Gibbon, 2000). Gallistel e Gibbon's (2000) il modello temporale ipotizza che una diminuzione del rapporto tra rinforzi e ITI nel condizionamento classico e operante riduce il numero di rinforzi all'acquisizione. Si sostiene che questo sia indipendente dal rinforzo parziale, che aumenta il numero di studi clinici ma non rinforzi. La letteratura sull'effetto di "spaziatura sperimentale", studiata principalmente nel contesto del condizionamento classico (Barela, 1999; Stout et al., 2003; Sunsay et al., 2004; Moody et al., 2006; Sunsay e Bouton, 2008; Miguez et al., 2014), ha trovato che gli studi dispersi facilitano il condizionamento.

Non è chiaro se le maggiori latenze nell'estinzione influiscano sulle prestazioni. Gallistel e Gibbon (2000) affermare che l'intervallo senza rinforzo piuttosto che eventi non rinforzanti è fondamentale, e che i rinforzi in estinzione non sono influenzati dal rinforzo parziale. Altre ricerche hanno identificato effetti ITI sull'estinzione, con una maggiore soppressione delle risposte osservate con ITI più brevi (Mackintosh, 1974; Moody et al., 2006).

Il tempo è pensato per essere una componente importante dell'illusione del controllo (Msetfi et al., 2005, 2007; Baker et al., 2010), un pregiudizio cognitivo prevalente nel gioco d'azzardo problematico (Fortune e Goodie, 2012). Le illusioni di controllo, rese operative come una sovrastima della relazione tra una risposta e l'esito, possono essere indotte usando un compito di valutazione di contingenza in cui questi eventi non sono correlati, ma l'esito si verifica molto frequentemente. Esempi standard di questa attività includono un'attività di pressione pulsante associata all'attivazione di una luce (Alloy and Abramson, 1979), o un compito decisionale medico che giudica la relazione tra un farmaco sperimentale e il miglioramento del paziente (Orgaz et al., 2013). La misura in cui le persone non depresse mostrano illusioni di controllo è influenzata dalla latenza tra le prove: le ITI più lunghe sono associate a un controllo illusorio più forte negli individui non depressi (Msetfi et al., 2005). I giocatori d'azzardo problematici mostrano più forti illusioni di controllo nei paradigmi del giudizio di contingenza (Orgaz et al., 2013), sebbene la direzione causale di questa relazione non sia chiara: l'ampia esposizione a certi schemi di rinforzo potrebbe aumentare le illusioni di controllo, o gli individui suscettibili di illusioni di controllo potrebbero avere maggiori probabilità di sviluppare problemi di gioco. Abbiamo incluso un compito derivato dallo stesso paradigma di Orgaz et al. (2013), che i partecipanti sono stati invitati a completare dopo il compito di slot machine. Abbiamo anche misurato la depressione in quanto gli individui depressi sembrano esprimere giudizi più calibrati in questo paradigma (Alloy and Abramson, 1979) con un ITI più lungo (Msetfi et al., 2005). L'umore disordinato è stato anche identificato come un potenziale percorso per il gioco d'azzardo problematico (Blaszczynski e Nower, 2002).

Effetto di estinzione e impulsività di rinforzo parziale

L'effetto di estinzione parziale di rinforzo (PREE) è un paradosso comportamentale in cui i comportamenti indeboliti rinforzati persistono più a lungo senza rinforzo rispetto a rinforzi più consistenti (Mackintosh, 1974; Bouton et al., 2014), ad esempio durante un periodo prolungato di perdite nel gioco d'azzardo (Dickerson, 1979; Fantino et al., 2005; Horsley et al., 2012). I deficit di rinforzo parziale sono stati identificati nei giocatori d'azzardo ad alta frequenza¹, che impiegano più tempo dei giocatori ricreativi per estinguere queste associazioni (Horsley et al., 2012), un cambiamento che potrebbe verificarsi dall'esposizione cronica ai programmi di rinforzo nel gioco d'azzardo. Horsley et al. (2012) riportano che sebbene il rinforzo parziale sia ipotizzato come una componente importante nel gioco d'azzardo, la base delle prove è scarsa. La mancata estinzione è stata identificata come un indicatore del problema del gioco d'azzardo (Weatherly et al., 2004). La mancata estinzione anche direttamente (ad esempio, gli sforzi infruttuosi per fermare il gioco d'azzardo, il gioco d'azzardo più di quanto previsto a) o indirettamente (ad esempio, la caccia alle perdite) corrisponde agli indicatori per il disturbo del gioco d'azzardo (American Psychiatric Association, 2013) o problema del gioco d'azzardo (Lesieur e Blume, 1987).

Non sorprende che il PREE sia stato collegato al gioco d'azzardo, e una considerevole attenzione è stata dedicata allo studio di questo nelle slot machine. Le slot machine tendono ad avere un tasso di rinforzo molto basso (anche se questo varia su macchine computerizzate), ei giocatori d'azzardo continuano a giocare nonostante le sequenze di perdite. C'è una letteratura che ha usato compiti di slot machine per sondare gli effetti del rinforzo parziale sull'apprendimento operante. Lewis e Duncan (1956, 1957, 1958a,b) condusse una serie di esperimenti usando il gioco d'azzardo simulato per testare le teorie sul rinforzo parziale, trovando che le probabilità di ricompensa più basse erano associate a una maggiore perseveranza. Poon and Halpern (1971) usato un paradigma simile per testare Capaldi's (1966; Capaldi e Martins, 2010) teorie di rinforzo parziale manipolando l'ordine di prova in un compito di slot machine con un piccolo numero di prove di acquisizione. Kassinove e Schare (2001) ha manipolato grandi vittorie e quasi-fallimenti in un comportamento perseverante in estinzione in un simile paradigma di slot machine, trovando che la densità di quasi-miss ha influenzato la misura in cui i partecipanti hanno persistito il gioco d'azzardo ma non le grandi vittorie.

Diversi programmi di rinforzo possono influenzare il modo in cui i comportamenti si estinguono (Madden et al., 2007; Haw, 2008a) Il gioco d'azzardo opera su un programma di rapporto casuale di rinforzo, un sottoinsieme del programma di rapporto variabile. Meno comprensibile rispetto ai programmi a tasso variabile, è utile confrontare il modo in cui i programmi di rapporto casuale differiscono dai programmi di rapporto variabile. La distribuzione tipica del numero di prove fino a quando una risposta è rinforzata su una tabella di rapporto casuale segue un modello a forma di L; il numero di prove diminuisce rapidamente dopo un piccolo numero di giochi, ma continua indefinitamente a una probabilità molto bassa. In contrasto su un programma di rapporto variabile, di solito è (ma non necessariamente) il caso che la probabilità del numero di prove da rinforzare sia equamente distribuita, e c'è un limite superiore al numero di prove prima che un comportamento sia rinforzato (Haw, 2008a). Gli studi comparativi di questi programmi non hanno mostrato chiare differenze; Hurlburt et al. (1980) non ha riscontrato differenze tra i programmi di rapporto variabile e casuale nel gioco d'azzardo, sebbene siano stati identificati punti deboli con questo studio (Haw, 2008b). Crossman et al. (1987) trovato alcuna differenza tra tre programmi di rinforzo del rapporto (variabile, fisso e casuale) negli animali. Studi recenti hanno suggerito che i programmi a rapporto casuale dimostrano un comportamento più perseverante rispetto ai programmi a rapporto fisso, in particolare quando il numero di prove per il rinforzo è molto ampio (Madden et al., 2007).

Il compito delle slot machine che abbiamo delineato in questo rapporto è stato progettato in modo tale che ai partecipanti sia stato chiesto di rischiare il denaro vinto durante l'esperimento, ma la quantità di denaro guadagnata sarebbe gradualmente aumentata. Le condizioni di basso rinforzo hanno tentato di creare una situazione simile al gioco d'azzardo con denaro reale. Una critica di molti esperimenti di slot machine era che questi studi tendevano ad utilizzare un alto tasso di rinforzo rispetto alle slot machine reali (Kassinove e Schare, 2001; Harrigan, 2007). Una slot machine meccanica a tre rulli ha una probabilità di vincita di 9%, ma varia su macchine computerizzate (Harrigan e Dixon, 2009). Nella ricerca sul gioco d'azzardo (es. MacLin et al., 2007; Dixon et al., 2011) tassi di rinforzo più elevati (20%) sono stati usati nei paradigmi di estinzione. Abbiamo deciso di utilizzare un tasso di rinforzo di 30%, operando su un programma di rinforzo casuale con proporzioni simili al gioco d'azzardo delle slot machine reali.

L'impulsività auto-riportata è stata misurata, l'impulsività predice il gioco perseverante di fronte a perdite crescenti, ed è un percorso per il gioco d'azzardo problematico. Breen e Zuckerman (1999) ha scoperto che i giocatori impulsivi "inseguivano" le perdite più a lungo in un gioco d'azzardo in cui la probabilità di vincita diminuiva man mano che l'esperimento continuava. L'impulsività è stata identificata come fattore di rischio per il gioco problematico, i giocatori problematici (MacLaren et al., 2011; Kräplin et al., 2014) mostrano una maggiore impulsività auto-segnalata.

Per verificare se questi effetti comportamentali incoraggiano il perseverante gioco d'azzardo, abbiamo condotto un esperimento in due parti in cui l'ITI e il tasso di rinforzo sono stati manipolati. I partecipanti sono stati assegnati a uno dei quattro gruppi e sono stati esposti a un tasso di rinforzo alto o basso e a un ITI lungo o breve tra i giochi. Le associazioni furono estinte dopo che una certa somma di denaro era stata vinta. I partecipanti hanno successivamente completato un compito di giudizio di emergenza in cui hanno giudicato l'efficacia di un farmaco sperimentale. La letteratura sul rinforzo parziale prevede che gli individui esposti a un tasso inferiore di rinforzo persisteranno più a lungo. I resoconti basati sull'estinzione prevedono che gli studi di estinzione in massa dovrebbero sopprimere la risposta più velocemente, in contrapposizione a un resoconto basato sul tempo in cui non dovrebbe esserci differenza. I giocatori d'azzardo impulsivi dovrebbero perseverare anche a lungo in estinzione, sulla base di esperimenti precedenti che guardano alla perseveranza nella caccia alle perdite.

Design

L'esperimento è stato un disegno fattoriale 2 × 2 tra soggetti, il tasso di rinforzo e ITI sono stati i fattori manipolati. Le percentuali di rinforzo erano 0.7 e 0.3. Gli ITI erano lunghi (10 s) o brevi (3 s).

In ogni prova ai partecipanti è stata data la scelta di giocare o meno. Il numero di prove in cui i partecipanti hanno deciso di giocare era la variabile dipendente. È stato anche registrato l'esito del gioco d'azzardo e la quantità di denaro che i partecipanti avevano vinto. La fase di estinzione è stata divisa in blocchi di studi 10 per l'analisi. Ai partecipanti è stato inoltre somministrato un compito di giudizio di emergenza. Nel giudizio di contingenza le misure erano relative alla proporzione di prove in cui il farmaco era somministrato e il giudizio di emergenza fatto dai partecipanti. Impulsività e depressione sono state misurate utilizzando la Barratt Impulsiveness Scale (BIS-11; Patton et al., 1995) e Beck Depression Inventory (BDI; Beck et al., 1961) rispettivamente. BIS-11 è una misura di 30-item che misura tre fattori di ordine superiore di impulsività attenzionale, non pianificata e motoria (Patton et al., 1995). La BDI è una misura di 24 item che misura più livelli di gravità della depressione, discrimina la depressione dall'ansia e ha una forte coerenza interna (Beck et al., 1988). Nessuna ulteriore misurazione della differenza individuale o del comportamento è stata smentita da quelle riportate nel presente documento.

Partecipanti

Un totale di partecipanti 122 sono stati reclutati dalla comunità dell'Università di Nottingham per prendere parte a questo studio (età media = 22.63, SD = 3.96, sesso - femmine 69 e maschi 53)². Questo studio è stato condotto in conformità e con l'approvazione etica del Comitato di revisione etica della School of Psychology dell'Università di Nottingham. Tutti i partecipanti hanno dato il consenso scritto prima dell'inizio dell'esperimento.

Non c'erano prove di differenze tra i gruppi tra i gruppi. Un'analisi della varianza a una via (ANOVA) è stata condotta su entrambi i questionari e gli ANOVA per la BIS [F(4,166) = 1.543, p = 0.192] e il BDI [F(4,166) = 0.662, p = 0.619] erano non significativi.

Procedura

I partecipanti sono stati assegnati in modo casuale a una delle quattro condizioni. Per la prima parte dell'esperimento, ai partecipanti è stato chiesto di partecipare a un paradigma PREE nel contesto di una slot machine simulata (figura Figure11). Ai partecipanti è stato detto come funzionava la slot machine e l'entità del payoff per ogni tipo di risultato vincente. La slot machine simulata era una semplice slot machine a una linea con tre rulli. I partecipanti hanno vinto denaro se le icone su tre rulli sono state abbinate. C'erano cinque icone diverse (limone, ciliegia, pera, arancione e sette fortunati), con i valori vincenti di 10, 15, 20, 25 e 30p. La probabilità che ogni risultato vincente si verificasse era la stessa, quindi il risultato vincente medio era 20p ($ 0.35).

 

FIGURA 1

Le schermate dei partecipanti alla visualizzazione delle slot machine sono state fornite durante l'attività di rinforzo parziale.

Per ogni prova, ai partecipanti è stata data la scelta tra il gioco d'azzardo e il salto. I pulsanti sono stati evidenziati in modo che i partecipanti fossero consapevoli delle due scelte che avevano. Indipendentemente dal fatto che abbiano scelto di giocare o meno, le immagini sui tre rulli presentati sullo schermo hanno aggiornato ogni ms 500 per dare l'impressione di movimento. A 1500, 3000 e 4500 ms, uno dei rulli (da sinistra a destra) ha smesso di annaspare. Se i rulli combaciavano e il partecipante giocava, ai partecipanti veniva assegnato denaro corrispondente al valore delle icone sul rullo. Se i rulli non combaciavano, persero la scommessa che avevano fatto, che era stata fissata a 3p (£ 0.03, equivalente a circa US $ 0.05). Le vittorie e le perdite sono state accompagnate da feedback visivi e uditivi che differivano per ogni risultato. Questi rumori erano diversi se i partecipanti hanno saltato la scommessa. Durante l'attività i partecipanti sono stati informati del loro attuale equilibrio. Tra ogni prova, i pulsanti sullo schermo sono rimasti rossi, a significare che i partecipanti non sono stati in grado di fare un'altra scommessa. L'ITI per la condizione ITI breve era 3000 ms e 10000 ms per la lunga condizione ITI.

I partecipanti sono stati presentati con prove pratiche 10 prima che il gioco iniziasse ad accreditare o dedurre denaro dal giocatore. I partecipanti sono stati informati al termine delle prove pratiche. Una volta iniziate le prove sperimentali, i partecipanti hanno giocato fino a quando non hanno raggiunto il criterio, stabilito come vincitore di £ 10.00 (US $ 15.40) in banca. Una volta che i partecipanti hanno raggiunto il criterio, sono stati esposti a prove di estinzione 50, dove non è stato possibile vincere denaro dalla slot machine, e quindi l'attività si è conclusa automaticamente. L'estinzione era misurata dalla soppressione del loro comportamento di gioco; i partecipanti non sono stati informati della fase di estinzione alla fine dell'esperimento. Le prove pratiche hanno avuto prove vincenti (che non hanno pagato) e la fase di estinzione non ha vinto né denaro. Le fasi di pratica e di estinzione erano identiche in ogni condizione, a cui erano esposti i diversi partecipanti ITI.

Dopo aver completato il paradigma PREE, ai partecipanti è stato chiesto di formulare una serie di giudizi di emergenza sull'efficacia di un farmaco sperimentale fittizio correlato al recupero del paziente. Il paradigma del giudizio di emergenza è stato adattato da uno studio precedentemente pubblicato (Orgaz et al., 2013). In questo paradigma ai partecipanti sono state presentate informazioni su un farmaco immaginario che è stato progettato per curare una malattia della pelle infettiva fittizia che ha avuto conseguenze spiacevoli quando si è verificato un focolaio / crisi. I partecipanti hanno avuto la possibilità di scegliere tra somministrare il farmaco e non somministrare il farmaco, e hanno ricevuto un feedback sull'esito subito dopo (se la situazione del paziente fosse migliorata o meno). Il paradigma è stato progettato per suscitare illusioni di controllo avendo un'alta densità di risultati - il tasso base del risultato desiderato (paziente recuperato) era alto (0.8) ed era completamente indipendente dalla decisione dell'utente. Dopo aver preso la decisione, i partecipanti sono stati informati dell'esito della scelta, e c'è stata una piccola pausa (3500 ms) prima di essere nuovamente presentata.

Dopo ogni serie di studi 10, ai partecipanti è stato chiesto di giudicare l'efficacia del farmaco. Ai partecipanti è stato chiesto di valutare l'efficacia del farmaco su una scala da 0 a 100. Questo era rappresentato da una barra ombreggiata al centro dello schermo, sulla quale veniva dato un feedback sul numero scelto, determinato da quanto lungo la barra su cui facevano clic. I partecipanti potevano ripetere facendo clic sul dispositivo di scorrimento fino a quando non erano soddisfatti della loro scelta e veniva chiesto loro di confermare la loro scelta utilizzando un pulsante separato.

Approccio analitico

Per valutare la durata dell'estinzione per ciascun gruppo, la proporzione di giochi realizzati è stata calcolata in media su cinque blocchi di studi 10. L'analisi dei dati è proseguita in due fasi. In primo luogo, sono stati condotti ANOVA fattoriali sui dati dell'estinzione e del giudizio di contingenza, con un ANOVA di progetto misto 5 (blocco) × 2 (ITI) × 2 (tasso di rinforzo) 10 condotto. Un ANOVA di design misto 2 × 2 × 10 è stato realizzato sui giudizi di contingenza 1 dei partecipanti. Per testare gli effetti delle differenze individuali sul comportamento di gioco e sul gioco perseverante, una serie di modelli di regressione di Poisson sono stati stimati sul numero di partecipanti ai trial durante l'acquisizione e l'estinzione. Questo è stato condotto in tre fasi. Innanzitutto, è stato costruito un modello iniziale in cui non sono state immesse covariate nel modello. Quindi, è stato costruito un secondo modello di regressione in cui sono stati inclusi ITI, tasso di rinforzo, punteggi BIS, punteggi BDI e un termine di interazione tra ITI e tasso di rinforzo. ITI e tasso di rinforzo erano codificati fittizi (alto ROR = 0, basso = 1; breve ITI = 0, lungo = 0), e i punteggi BIS / BDI sono stati riscalati con una media di XNUMX. Questo è stato confrontato con un modello nullo utilizzando un test del rapporto di verosimiglianza (LRT). Gli LRT vengono in genere utilizzati nella modellazione di variabili latenti per confrontare due modelli nidificati, ad esempio nell'analisi della classe latente (Collins e Lanza, 2010), o tra l'adattamento di due modelli di regressione, come in questo caso. Questo è stato poi confrontato con un modello completo in cui i termini di interazione sono stati modellati su ogni covariata.

A questo punto, i dati sono stati testati per esaminare se i dati si adattano a una distribuzione di Poisson. Fondamentalmente, la regressione di Poisson assume che la media e la varianza condizionale siano uguali. Mentre le deviazioni da questa ipotesi hanno scarso effetto sui coefficienti di regressione generali, quando la sovra-dispersione (la varianza è maggiore della media) è sostanziale e tende a deprimere gli errori standard, aumentando il rischio di risultati falsi positivi. Mentre gli errori standard robusti possono essere utilizzati per regolare questi (Cameron e Trivedi, 2009), un'alternativa è di stimare un modello di regressione binomiale negativo, che include un parametro aggiuntivo per modellare la sovraispersione. Per i dati di acquisizione, questo approccio è stato preso. Per i dati sull'estinzione, mentre i dati erano sovradimensionati, il livello di dispersione era considerevolmente inferiore e al modello di regressione venivano applicati errori standard così robusti.

Un numero di valori anomali è stato trovato nel basso tasso di dati di estinzione di rinforzo. Un esame dei dati ha indicato che un certo numero di giocatori d'azzardo nel rinforzo basso, una lunga condizione ITI ha fermato il gioco d'azzardo a meno di due giochi d'azzardo in estinzione e che si trattava di punti dati esterni. Questi partecipanti (n = 3) riportato in debriefing hanno trattato 10 come saliente, fermandosi immediatamente dopo aver vinto £ 10 o fermato per rimanere sopra £ 10, indipendentemente da qualsiasi cambio di contingenza. Questi partecipanti sono stati esclusi da ulteriori analisi.

Comportamento di gioco

Per studiare l'effetto delle variabili comportamentali e trait sul comportamento di acquisizione, è stato utilizzato un modello di regressione binomiale offset negativo per controllare gli effetti differenziali dell'esposizione, dove le stesse variabili sono state utilizzate per i modelli fattoriali ristretti e completi come i dati di estinzione. Questi hanno rivelato che il modello limitato (Table Table11) era un adattamento migliore rispetto al modello null (G² = 22.74, p <0.001), ma che un modello fattoriale completo non si adattava meglio del modello limitato (G² = 6.359, p = 0.784). Questo ha rivelato che i partecipanti esposti a un più alto tasso di rinforzo giocavano più frequentemente nell'acquisizione.

 

Tabella 1

Offset del modello di regressione binomiale negativo dei dati di acquisizione.

Attività PREE

L'ANOVA condotto sui dati di estinzione ha rivelato i principali effetti del blocco, F(2.541,292.187) = 131.095, p <0.001, η2p = 0.533, dove il contrasto lineare era significativo, F(1,115) = 229.457, p <0.001, η2p = 0.666 e il tasso di rinforzo, F(1,115) = 82.912, p <0.001, η2p = 0.419, ma nessun effetto principale dell'ITI, F(1,115) = 1.455, p = 0.23. C'è stata un'interazione tra blocco e velocità di rinforzo, F(2.541,292.187) = 22.801, p <0.001, η2p = 0.165 e un'ulteriore interazione tra il tasso di rinforzo e l'ITI, F(1,115) = 6.317, p = 0.0133, η2p = 0.052. Non c'è stata interazione tra blocco e ITI, F(2.541,292.187) = 1.124, p = 0.334, o un'interazione a tre vie, F(2.541,292.187) <1. L'effetto principale del blocco indicava che le risposte diminuivano all'aumentare del numero di blocchi (cioè i partecipanti si estinguevano). Ciò ha interagito con il tasso di rinforzo, poiché i partecipanti esposti a un tasso più elevato di rinforzo si sono estinti più rapidamente, suggerendo la presenza di un PREE. L'effetto principale del tasso di rinforzo ha significato lo stesso risultato. Il tasso di rinforzo e interazione ITI indicava che quando c'era un basso tasso di rinforzo con un ITI lungo, i partecipanti giocavano più a lungo in caso di estinzione (figura Figure22). Il blocco e la velocità degli effetti di rinforzo e l'interazione tra blocco e velocità di rinforzo erano tutti di grandi dimensioni (η2p > 0.12), mentre l'interazione tra il tasso di rinforzo e l'interazione ITI era un effetto da piccolo a medio.

 

FIGURA 2

Stampa di dati di estinzione per tutti i gruppi, in blocchi di prove 10.

Differenze individuali

Per verificare il ruolo delle differenze individuali nel gioco d'azzardo perseverante, è stata usata una procedura di regressione di poisson sul numero di giochi in estinzione. Il LRT indicava che il modello ristretto iniziale era un adattamento migliore dei dati rispetto al modello nullo (G² = 581.15, p <0.001). Il modello di regressione ristretta (Table Table22) ha indicato che i tassi di rinforzo più bassi e il gioco d'azzardo perseverante a lungo più lungo previsto dall'ITI. Questi termini interagivano nello stesso modo dell'ANOVA fattoriale. Successivamente è stato condotto un ulteriore modello di regressione comprendente i termini di interazione tra le diverse covariate (Table Table33) con le stesse variabili della regressione in Table Table11. Una LRT che confrontava i modelli di regressione fattoriale ristretti e completi indicava che il modello fattoriale completo era un migliore adattamento dei dati (G² = 66.44, p <0.001). Ciò ha rivelato gli stessi effetti significativi di prima, ma anche che una maggiore impulsività auto-dichiarata prediceva un gioco d'azzardo più perseverante. C'era una tendenza che suggeriva che questo interagisse con il tasso di rinforzo, con individui meno impulsivi che sembravano perseverare meno in condizioni di basso rinforzo. I punteggi sulle due misure psicometriche hanno interagito e c'era un'interazione a tre vie tra ITI, tasso di rinforzo e BDI, con individui più depressi nell'alto tasso di rinforzo, gruppo con ITI breve che giocava più a lungo in estinzione (figura Figure33).

 

Tabella 2

Modello ristretto di regressione del poisson di dati di estinzione con solidi errori standard.

 

Tabella 3

Modello completo di regressione di poisson dei dati di estinzione con errori standard robusti.

 

FIGURA 3

Boxplot di stato di depressione e proporzione di giochi d'azzardo in estinzione per ciascuna delle quattro condizioni.

Compito del giudizio di contingenza

L'analisi dei dati sulla valutazione di emergenza ha rivelato che un significativo effetto principale del blocco, F(6.526,737.416) = 3.735, p = 0.001, η2p = 0.032. L'effetto principale del blocco includeva anche un contrasto lineare significativo, F(1,113) = 10.312, p = 0.002, η2p = 0.084, che indica che i partecipanti sono diventati più calibrati poiché hanno successivamente emesso giudizi sull'efficacia del farmaco (figura Figure44). Principali effetti dell'ITI, F(1,113) <1 e tasso di rinforzo, F(1,113) <1, non sono stati osservati. Interazioni tra blocco e ITI, F(6.526, 737.415) <1, blocco e tasso di rinforzo, F(6.526,737.415) <1, e ITI e tasso di rinforzo, F(1,113) = 1.109, p = 0.295, non erano significativi. Un'interazione a tre vie tra blocco, velocità di rinforzo, F(6.526,737.416) = 1.048, p = 0.399, non è stato significativo neanche.

 

FIGURA 4

Tracciati i giudizi di contingenza media attraverso i giudizi dei partecipanti 10 fatti.

Finanziamento. Questa ricerca contenuta in questo rapporto è stata finanziata dal Consiglio per la ricerca economica e sociale (ES / J500100 / 1) e dal Consiglio di ricerca in scienze ingegneristiche e fisiche (EP / GO37574 / 1).

¹Questo studio riporta che il loro campione di giocatori d'azzardo ad alta frequenza (n = 19) conteneva solo tre giocatori d'azzardo patologici, e il numero medio di criteri di gioco patologico DSM-IV approvato era 2.3, indicando che questa è una differenza riscontrata nei livelli da bassi a moderati di gioco problematico.

²Un numero di partecipanti alle condizioni abbandonate (n = 18). I partecipanti che si sono ritirati sono stati ricampionati. Tutti i partecipanti che hanno abbandonato le misure completate di depressione e impulsività. La maggior parte di questi forcellini (82%) erano nella bassa percentuale di rinforzo, alta condizione ITI. Sono stati effettuati test non parametrici per verificare se i partecipanti che si sono ritirati differivano dagli altri partecipanti dalla stessa condizione sotto tutti gli aspetti. Nessuna differenza significativa è stata osservata nei punteggi di impulsività o depressione, né la velocità con cui stavano giocando prima di abbandonare (il test di rango firmato da Wilcoxon, p > 0.05). Tutti i partecipanti sono stati interrogati al momento del ritiro dall'esperimento. I partecipanti che si sono ritirati hanno riferito di essersi ritirati dall'esperimento perché la durata dello studio era in conflitto con altri impegni (ad esempio, lezioni).

• Abramson LY, Garber J., Edwards NB, Seligman ME (1978). Cambiamenti di aspettativa nella depressione e nella schizofrenia. J. Abnorm. Psychol. 87 102. [PubMed]
• Afifi TO, LaPlante DA, Taillieu TL, Dowd D., Shaffer HJ (2014). Coinvolgimento del gioco d'azzardo: considerando la frequenza del gioco e gli effetti moderatori di genere ed età. Int. J. Addict per la salute mentale. 12 283–294. 10.1007/s11469-013-9452-3 [Croce Ref]
• Alloy LB, Abramson LY (1979). Giudizio di contingenza in studenti depressi e non depressi: più triste ma più saggio? J. Exp. Psychol. Gen. 108 441. [PubMed]
• American Psychiatric Association (2013). Manuale diagnostico e statistico dei disturbi mentali, (DSM-5^®). Washington, DC: American Psychiatric Publishing.
• Baker A., ​​Msetfi RM, Hanley N., Murphy R. (2010). "Realismo depressivo? purtroppo non più saggio, "in Applicazioni cliniche della teoria dell'apprendimento, edita Haselgrove M., Hogarth L., editori. (Hove: Psychology Press;), 153-179.
• Barela PB (1999). Meccanismi teorici alla base dell'effetto spaziale sperimentale nel condizionamento della paura di Pavlov. J. Exp. Psychol. Anim. Behav. Processi. 25 177. [PubMed]
• Beck AT, Steer RA, Carbin MG (1988). Proprietà psicometriche del Beck Depression Inventory: venticinque anni di valutazione. Clin. Psychol. Rev. 8 77-100.
• Beck AT, Ward CH, Mendelson MM, Mock JJ, Erbaugh JJ (1961). Un inventario per misurare la depressione. Arco. Gen. Psichiatria 4 561-571. 10.1001 / archpsyc.1961.01710120031004 [PubMed] [Croce Ref]
• Blaszczynski A., Cowley E., Anthony C., Hinsley K. (2015). Pause in gioco: raggiungono obiettivi prefissati? J. Gambl. Perno. [Epub ahead of print] 10.1007 / s10899-015-9565-7 [PubMed] [Croce Ref]
• Blaszczynski A., Nower L. (2002). Un modello di percorsi di gioco problematico e patologico. Dipendenza 97 487-499. [PubMed]
• Bouton ME, Woods AM, Todd TP (2014). Separazione dei conti basati sul tempo e sulla sperimentazione dell'effetto di estinzione parziale di rinforzo. Behav. Processi. 101 23-31. [Articolo gratuito di PMC] [PubMed]
• Breen RB, Zuckerman M. (1999). Inseguendo il comportamento del gioco d'azzardo: personalità e determinanti cognitivi. Pers. Individ. Diff. 27 1097-1111.
• Cameron AC, Trivedi PK (2009). Microeconometria Utilizzando Stata. College Station, TX: Stata Press.
• Campbell-Meiklejohn DK, Woolrich MW, Passingham RE, Rogers RD (2008). Sapere quando fermarsi: i meccanismi cerebrali di inseguire le perdite. Biol. Psichiatria 63 293-300. [PubMed]
• Capaldi EJ (1966). Rinforzo parziale: un'ipotesi di effetti sequenziali. Psychol. Rev. 73 459. [PubMed]
• Capaldi EJ, Martins AP (2010). Applicazione dei ricordi dei risultati di rinforzo principalmente al condizionamento pavloviano. Imparare. Motiv. 41 187-201.
• Coates E., Blaszczynski A. (2014). Predittori di discriminazione del tasso di ritorno nel gioco delle slot machine. J. Gambl. Perno. 30 669–683. 10.1007/s10899-013-9375-8 [PubMed] [Croce Ref]
• Collins LM, Lanza ST (2010). Analisi di transizione latente e latente: con applicazioni nelle scienze sociali, comportamentali e sanitarie. Hoboken, NJ: John Wiley and Sons.
• Crossman EK, Bonem EJ, Phelps BJ (1987). Un confronto dei modelli di risposta su programmi a rapporto fisso, variabile e casuale. J. Exp. Anale. Behav. 48 395-406. 10.1901 / jeab.1987.48-395 [Articolo gratuito di PMC] [PubMed] [Croce Ref]
• Dickerson MG (1979). Orari di FI e persistenza al gioco d'azzardo nell'ufficio scommesse del Regno Unito. J. Appl. Behav. Anale. 12 315-323. [Articolo gratuito di PMC] [PubMed]
• Dickerson MG (1984). Giocatori d'azzardo compulsivi. Londra: Addison-Wesley Longman Ltd.
• Dixon MJ, Fugelsang JA, MacLaren VV, Harrigan KA (2013). I giocatori d'azzardo possono discriminare le macchine da gioco elettroniche "strette" da quelle "libere". Int. Gambl. Perno. 13 98-111. 10.1080 / 14459795.2012.712151 [Croce Ref]
• Dixon MJ, Harrigan KA, Jarick M., MacLaren V., Fugelsang JA, Sheepy E. (2011). Firme di eccitazione psicofisiologica di quasi-miss nel gioco di slot machine. Int. Gambl. Perno. 11 393-407.
• Dymond S., McCann K., Griffiths J., Cox A., Crocker V. (2012). Assegnazione di risposta emergente e valutazioni dei risultati nel gioco d'azzardo delle slot machine. Psychol. Dipendente. Behav. 26 99-111. 10.1037 / a0023630 [PubMed] [Croce Ref]
• Fantino E., Navarro A., O'Daly M. (2005). La scienza del processo decisionale: comportamenti legati al gioco d'azzardo. Int. Gambl. Perno. 5 169-186.
• Fortune EE, Goodie AS (2012). Distorsioni cognitive come componente e attenzione al trattamento del gioco d'azzardo patologico: una revisione. Psychol. Dipendente. Behav. 26 298. [PubMed]
• Gallistel CR, Gibbon J. (2000). Tempo, velocità e condizionamento. Psychol. Rev. 107 289. [PubMed]
• Grigio HM, LaPlante DA, Shaffer HJ (2012). Caratteristiche comportamentali dei giocatori d'azzardo su Internet che innescano interventi di gioco responsabili aziendali. Psychol. Dipendente. Behav. 26 527-535. 10.1037 / a0028545 [PubMed] [Croce Ref]
• Griffiths MD, Auer M. (2013). L'irrilevanza del tipo di gioco nell'acquisizione, sviluppo e mantenimento del problema e del gioco d'azzardo patologico. Davanti. Psychol. 3: 621 10.3389 / fpsyg.2012.00621 [Articolo gratuito di PMC] [PubMed] [Croce Ref]
• Harrigan KA (2007). Caratteristiche strutturali della slot machine: visualizzazioni distorte del giocatore delle percentuali di recupero. J. Gambl. Problemi 215-234. 10.4309 / jgi.2007.20.7 [Croce Ref]
• Harrigan KA, Dixon MJ (2009). Fogli PAR, probabilità e gioco con le slot machine: implicazioni per il gioco d'azzardo problematico e non problematico. J. Gambl. Problemi 81-110. 10.4309 / jgi.2009.23.5 [Croce Ref]
• Haw J. (2008a). Programmi di rinforzo a intervalli casuali: il ruolo delle prime vittorie e delle prove non rinforzate. J. Gambl. Problemi 56-67. 10.4309 / jgi.2008.21.6 [Croce Ref]
• Haw J. (2008b). La relazione tra rinforzo e scelta della macchina da gioco. J. Gambl. Perno. 24 55–61. 10.1007/s10899-007-9073-5 [PubMed] [Croce Ref]
• Hayden BY, Platt ML (2007). Lo sconto temporale predice la sensibilità al rischio nei macachi rhesus. Curr. Biol. 17 49-53. 10.1016 / j.cub.2006.10.055 [Articolo gratuito di PMC] [PubMed] [Croce Ref]
• Hing N., Gainsbury S., Blaszczynski A., Legno RT, Lubman D., Russell A. (2014). Gioco d'azzardo interattivo. Rapporto per Gambling Research Australia dall'Ufficio del liquore Melbourne, VC: Gaming and Racing Department of Justice; Disponibile a: http://www.gamblingresearch.org.au/resources/6482d5fa-f068-41e5-921f-facd4f10365e/interactive+gambling.pdf [Accesso a 1 2014 di agosto].
• Horsley RR, Osborne M., Norman C., Wells T. (2012). I giocatori d'azzardo ad alta frequenza mostrano una maggiore resistenza all'estinzione dopo il rinforzo parziale. Behav. Cervello. 229 438-442. [PubMed]
• Humphreys LG (1939). L'effetto dell'alternanza casuale del rinforzo sull'acquisizione e l'estinzione delle reazioni palpebrali condizionate. J. Exp. Psychol. 25 141.
• Hurlburt RT, Knapp TJ, Knowles SH (1980). Gioco simulatore di slot machine con rapporto variabile simultaneo e programmi di rapporto casuale di rinforzo. Psychol. Rappresentante. 47 635-639. 10.2466 / pr0.1980.47.2.635 [Croce Ref]
• Kassinove JI, Schare ML (2001). Effetti del "near miss" e "big win" sulla persistenza al gioco d'azzardo. Psychol. Dipendente. Behav. 15 155. [PubMed]
• Kräplin A., Dshemuchadse M., Behrendt S., Scherbaum S., Goschke T., Bühringer G. (2014). Decisionale disfunzionale nel gioco d'azzardo patologico: specificità del modello e ruolo dell'impulsività. Resistenza psichiatrica 215 675-682. [PubMed]
• LaBrie RA, LaPlante DA, Nelson SE, Schumann A., Shaffer HJ (2007). Valutare il campo di gioco: uno studio prospettico longitudinale del comportamento del gioco d'azzardo su Internet. J. Gambl. Perno. 23 347–362. 10.1007/s10899-007-9067-3 [PubMed] [Croce Ref]
• LaPlante DA, Nelson SE, Grigio HM (2014). Impegno in profondità e profondità: comprensione del coinvolgimento del gioco d'azzardo su Internet e del suo rapporto con i problemi del gioco d'azzardo. Psychol. Dipendente. Behav. 28 396-403. 10.1037 / a0033810 [PubMed] [Croce Ref]
• Lesieur H., Blume S. (1987). The South Oaks Gambling Screen (SOGS): un nuovo strumento per l'identificazione di giocatori patologici. Am. J. Psychiatry 144 1184-1188. [PubMed]
• Lewis DJ, Duncan CP (1956). Effetto di diverse percentuali di ricompensa in caso di estinzione di una risposta a leva. J. Exp. Psychol. 52 23. [PubMed]
• Lewis DJ, Duncan CP (1957). Aspettativa e resistenza all'estinzione di una risposta a leva come funzioni di percentuale di rinforzo e quantità di ricompensa. J. Exp. Psychol. 54 115. [PubMed]
• Lewis DJ, Duncan CP (1958a). Aspettativa e resistenza all'estinzione di una risposta a leva in funzione della percentuale di rinforzo e del numero di prove di acquisizione. J. Exp. Psychol. 55 121. [PubMed]
• Lewis DJ, Duncan CP (1958b). Esperienza vicaria e rinforzo parziale. J. Abnorm. Soc. Psychol. 57 321. [PubMed]
• Linnet J., Rømer Thomsen K., Møller A., ​​Callesen MB (2010). Frequenza dell'evento, eccitazione e desiderio di giocare, tra giocatori d'azzardo patologici. Int. Gambl. Perno. 10 177-188. 10.1080 / 14459795.2010.502181 [Croce Ref]
• Mackintosh NJ (1974). La psicologia dell'apprendimento degli animali. Oxford: Academic Press.
• MacLaren VV, Fugelsang JA, Harrigan KA, Dixon MJ (2011). La personalità dei giocatori patologici: una meta-analisi. Clin. Psychol. Rev. 31 1057-1067. [PubMed]
• MacLin OH, Dixon MR, Daugherty D., Small SL (2007). Usando una simulazione al computer di tre slot machine per indagare sulle preferenze di un giocatore tra le varie densità di alternative near-miss. Behav. Res. metodi 39 237-241. [PubMed]
• Madden GJ, Ewan EE, Lagorio CH (2007). Verso un modello animale del gioco d'azzardo: ritardi nello sconto e il fascino dei risultati imprevedibili. J. Gambl. Perno. 23 63–83. 10.1007/s10899-006-9041-5 [PubMed] [Croce Ref]
• Miguez G., Witnauer JE, Laborda MA, Miller RR (2014). Spaziatura di prova durante l'estinzione: il ruolo delle associazioni di contesto. J. Exp. Psychol. Anim. Imparare. Cogn. 40 81. [PubMed]
• Miller NV, Currie SR, Hodgins DC, Casey D. (2013). Validazione dell'indice di gravità del gioco d'azzardo problematico utilizzando l'analisi fattoriale di conferma e la modellizzazione del rasch. Int. J. metodi Psychiatr. Res. 22 245-255. [PubMed]
• Moody EW, Sunsay C., Bouton ME (2006). Estinzione di priming e trial in via di estinzione: effetti sulle prestazioni di estinzione, recupero spontaneo e reintegrazione nel condizionamento appetitivo. QJ Exp. Psychol. 59 809-829. [PubMed]
• Msetfi RM, Murphy RA, Simpson J. (2007). Realismo depressivo e l'effetto dell'intervallo intertriale su giudizi di contingenza zero, positiva e negativa. QJ Exp. Psychol. 60 461-481. [PubMed]
• Msetfi RM, Murphy RA, Simpson J., Kornbrot DE (2005). Realismo depressivo e pregiudizio della densità di risultati nei giudizi di contingenza: l'effetto del contesto e dell'intervallo intertriale. J. Exp. Psychol. Gen. 134 10. [PubMed]
• Orford J., Wardle H., Griffiths M., Sproston K., Erens B. (2010). PGSI e DSM-IV nell'indagine sulla prevalenza del gioco d'azzardo britannico 2007: affidabilità, risposta degli elementi, struttura dei fattori e accordo inter-scala. Int. Gambl. Perno. 10 31-44.
• Orgaz C., Estévez A., Matute H. (2013). I giocatori d'azzardo patologici sono più vulnerabili all'illusione del controllo in un compito di apprendimento associativo standard. Davanti. Psychol. 4: 306 10.3389 / fpsyg.2013.00306 [Articolo gratuito di PMC] [PubMed] [Croce Ref]
• Patton JH, Stanford MS, Barratt ES (1995). Struttura del fattore della scala di impulsività di Barratt. J. Clin. Psychol. 51 768-774. [PubMed]
• Poon L., Halpern J. (1971). Un PREE di piccole prove con umani adulti: resistenza all'estinzione in funzione del numero di transizioni NR. J. Exp. Psychol. 91 124.
• Sharpe L. (2002). Un modello cognitivo-comportamentale riformulato del gioco d'azzardo problematico: una prospettiva biopsicosociale. Clin. Psychol. Rev. 22 1–25. 10.1016/S0272-7358(00)00087-8 [PubMed] [Croce Ref]
• Stout SC, Chang R., Miller RR (2003). La spaziatura di prova è un fattore determinante dell'interazione di cue. J. Exp. Psychol. Anim. Behav. Processi. 29 23. [PubMed]
• Sunsay C., Bouton ME (2008). Analisi di un effetto di spaziatura di prova con intervalli intertriali relativamente lunghi. Imparare. Behav. 36 104-115. [PubMed]
• Sunsay C., Stetson L., Bouton ME (2004). Priming di memoria e effetti di spaziatura di prova nell'apprendimento pavloviano. Imparare. Behav. 32 220-229. [PubMed]
• Wardle H., Moody A., Spence S., Orford J., Volberg R., Jotangia D., et al. (2011). British Gambling Prevalence Survey 2010. Londra: l'ufficio di cartoleria.
• Weatherly JN, Sauter JM, King BM (2004). La "grande vittoria" e la resistenza all'estinzione quando si gioca. J. Psychol. 138 495-504. [PubMed]