도박 장애에서의 강박 관련 neurocognitive 성과 적자 : 체계적인 검토 및 메타 분석 (2017)

신경 과학 및 생물 행동 검토

볼륨 84, 1 월 2018, 페이지 204-217

• 팀 반 티 메런^{a, b,,,} ,
• 주스트 G. 다임 스^c,
• 루스 J. 반 홀스트^{a, b, d, 1},
• 안나 E. 구드리아 안^{a, b, e, 1}

https://doi.org/10.1016/j.neubiorev.2017.11.022

하이라이트

• 강압은 도박 장애의 핵심 구성 요소로 생각됩니다.

그러나 비정상적인 강박 관련 신경인지 기능이 반영되는지는 분명치 않다.

• 연구 증거를 종합하기 위해 체계적인 검토와 메타 분석을 실시했습니다.

• 우리는 강박 관련 신경 심리 기능을 테스트하는 30 연구를 확인했습니다.

• 메타 분석에 따르면 도박 장애가있는 사람과 건강한 사람 사이의 성과 적자가 나타났습니다.

추상

강박성은 도박 장애를 포함한 중독성 장애의 핵심 특징입니다. 그러나 도박 장애에서 이러한 강박 행동이 비정상적인 강박 관련 신경인지 기능과 얼마나 관련이 있는지는 명확하지 않습니다. 여기, 우리는 건강한 통제 (HCs)에 비해 도박 장애가있는 개인의 강박 행동에 대한 증거를 요약하고 종합합니다. 29 개의 작업 결과로 구성된 총 41 개의 연구가 체계적인 검토에 포함되었습니다. 32 개의 데이터 세트 (n = 도박 장애가있는 개인 1072 명, n = 1312 HC)도 메타 분석에 포함되어 각인지 과제에 대해 개별적으로 수행되었습니다. 우리의 메타 분석은 도박 장애가있는 개인의인지 유연성, 주의력 세트 전환 및주의 편향에있어 심각한 결손을 나타냅니다. 전반적으로, 이러한 발견은 강박성 관련 성과 결핍이 도박 장애의 특징이라는 생각을 뒷받침합니다. 이 연관성은 강박 행동과 관련된 실행 기능의 손상 사이에 가능한 연결 고리를 제공 할 수 있습니다. 우리는 이러한 결과의 실질적인 관련성, 도박 장애에 대한 우리의 이해와 그것이 신경 생물학적 요인 및 기타 '강박 장애'와 어떻게 관련되는지에 대해 논의합니다.

• 병적 인 도박;
• 탐닉;
• 인지 유연성;
• 임원 기능;
• 반전 학습;
• Stroop task;
• 위스콘신 카드 정렬 작업;
• 인트라 엑스트라 셋트 시프트;
• 트레일 만들기 작업;
• 치수 정신과;
• 우발적 인 학습;
• 인지 전환

1. 소개

1.1. 이론적 해석

병적 인 도박은 최근 행동 중독으로 재 분류되었으며 도박 장애 (DSM-5; 미국 정신과 학회, 2013). 이 결정은 주로 물질 사용 장애와의 임상 적 및 신경 생물학적 유사성에 기반을 두었습니다 (프라 - ü러 (Fauth-Bühler) 외., 2017 ;  로만 치크 - 세이퍼 스 외., 2014). 마약 중독과 마찬가지로 도박 장애의 증상으로는 도박을 중단하려는 반복적이지 않은 노력, 도박의 부정적인 결과에도 불구하고 도박을 중단하고 멈추려 고 시도 할 때 불안하거나 짜증을 느낄 수 있습니다. 도박 장애는 이전에는 충동 조절 장애로 분류되어 오랫동안 더 높은 충동과 관련되어 왔습니다 (Verdejo-García 등, 2008). 이제는 도박이 행동 중독으로 재 분류되었으므로 도박 장애의 병리를 이해하는 데 핵심적인 행동의 강박적인 측면에 초점을 맞출 필요성이 커졌습니다 (예 : El-Guebaly et al., 2012; 리먼 (Leeman)과 포 텐자 (Potenza), 2012), 그리고 일반적으로 중독.

중독은 초기 목표 지향에서 습관적으로 결국 강박적인 중독성 행동 (Everitt and Robbins, 2005)까지의 일련의 전환에서 끝점으로 볼 수 있습니다. 중독의 현상 학적 모델은 또한 충동에서 강제력으로의 동기 이동을 강조한다 (El-Guebaly et al., 2012). 중독성 특정 강박 경향을 평가하는 자기보고 설문지는 실제로 중독성 인구 집단에서 강박 행동의 존재를 나타냅니다 (안톤 외., 1995; 블라지진 스키, 1999; 보테시 외., 2014 ;  볼 슈타 트 - 클라인 외., 2015). 더욱이, 강박적인 약물 사용 행동 이외에도, 억압 적 행동이나인지 적 경직성과 같은 일반적 강박 관련 실행 기능 장애는 중독과 관련이있을 수 있습니다 (Fineberg 등, 2014). 도박 장애는 마약 중독의 모델이 될 수 있기 때문에 중독에 대한 내인성 (endophenotype)으로서 강박성을 조사 할 기회를 제공합니다. 음식, 성, 인터넷 중독과 같은 다른 행동들도 잠재적으로 강박 할 수 있습니다 (Morris and Voon, 2016). 그러나 이러한 행동은 DSM-5의 '물질 관련 및 중독성 장애'범주에 포함되지 않았기 때문에 현재의 검토 범위를 벗어났습니다.

도박 장애를 가진 사람들에게서 강박성, 즉 부정적인 결과에도 불구하고 반복적 인 행위의 수행을 연구하는 연구는 드물다. 이것은 구조의 복잡하고 다각적 인 특성 때문일 수 있습니다. 실제로, 강박성은 다양한 방법으로 개념화 될 수 있는데, 장애와 묘사간에 차이가있는 것으로 보인다 (Yücel 및 Fontenelle, 2012). 중요하게도, 충동과는 반대로, 강박 반응을 평가하는 연구 도구의 수는 제한되어 있습니다. 그러므로 임상의를위한 개념으로는 유용하기는하지만 강력 함은 "주제에 대한 연구 연구에 너무 모호하고 혼란 스럽다"고 제안되어왔다.Yücel 및 Fontenelle, 2012). 반면에, 강박 행동에 기여하는 메커니즘을 체계적으로 연구 할 기회를 제공하고 다차원 성을 설명하는 강박 성의 새로운 정의가 제안되었다 (예. 파인버그 외., 2010 ;  Dalley 외., 2011).

강박 행동은 주의력, 지각력, 운동 또는인지 반응의 조절을 포함하여 다양한인지 과정에서의 혼란으로 인한 것 같다. 이 분야의 전문가들에 의한 최근 강압에 대한 최근의 이론적 검토는 강박성이 네 가지 분리 된 신경인지 영역으로 세분화 된 틀을 제안했다 : 우연과 관련된인지 적 유연성, 과제 /주의 집중 설정 - 이동, 주의력 편향 / 이탈 및 습관 학습Fineberg 등, 2014). 이 영역들 각각은 별도의 신경 회로망과 별도의 강박성 요소를 수반한다 (Fineberg 등, 2014) 특정 neurocognitive 작업으로 조작 할 수 있습니다 ( 표 1). 주로 반복적 행동과 관련된 강박 행동의 한 가지 중요한 요소는 상황에 유연하게 적응할 수 없다는 것입니다. 학습 / 학습 상실 행동 (우연과 관련된인지 적 유연성), (ii)주의 응답 모드 (과제 /주의 집중 설정 - 이동) 또는 (iii) 주의력 반응을 조정하는 신경인지 적 작업 ) 전두엽 자동 응답 (주의력 편향 / 해방)을 억제하는 능력을 시험한다. (Fineberg 등, 2014). 강박성을 유발할 수있는 또 다른 구성 요소는 (iv) 습관 학습에 대한 과도한 의존성 : 목표에 대해 자동 및 무감각하기 위해 반복되는 행동의 경향. 발견 적 목적을 위해, 우리는 도박 장애에서의 강박성에 대한 증거를 구성하고 조사하기위한 틀로서이 네 가지 영역을 사용하기로 결정했습니다.

테이블 1.

강박성의 4 가지 영역.

GD = 도박 장애; RT = 반응 시간.

a

에서 도메인 Fineberg et al. (2014).

표 옵션

1.2. 목표

이 체계적인 검토와 메타 분석의 핵심 목표는 도박 장애에서 강박 관련 신경 심리적 기능의 장애에 대한 경험적 증거를 처음으로 요약하고 통합하는 것입니다. 따라서 우리는 다음과 같은 질문에 답하기 위해 (PICO 기준에 따라) 도박 장애를 앓고있는 개인의 경우, 신경인지 측정으로 평가 한 바와 같이 HC에 비해 강박 행동에 대한 증거가 있습니까? 이를 위해, 우리는 도박 장애에 관한 문헌을 체계적으로 검토하여 강제력의 네 가지 요소 중 하나를 측정하는 모든 실험 연구를 포함합니다 (표 1). 또한 이용 가능한 지식을 요약하기 위해 각 도메인 내의 모든 개별 작업 (작업 당 최소 3 연구)으로 메타 분석이 수행되었습니다. 우리는 강박 장애 관련 신경 심리학 적 기능이 HC에 비해 도박 장애가있는 개인에게 장애가된다는 가설을 세웠다.

2. 행동 양식

이 체계적인 검토 및 메타 분석은 체계적인 검토 및 프로토콜 2015 (PRISMA-P 2015) 지침에 대한 메타 분석을위한 우선보고 항목에 따라 수행되고보고되었습니다 (Moher 등, 2015)이며 체계적인 검토에 관한 PROSPERO International Prospective Register (crd.york.ac.uk/prospero, 등록 번호 : CRD42016050530)에 등록되어 있습니다. 검토를위한 PRISMA (PRISMA-P) 체크리스트는 Supplementary File 1에도 포함되어있다.

2.1. 정보 출처 및 검색 전략

우리는 WHO 국제 임상 시험 등록기구 (WHO ICTRP)와 ClinicalTrials.gov에서 잠재적으로 진행되는 임상 시험을 검색했습니다. Ovid MEDLINE, Embase 및 PsycINFO를 사용하여 원본 기사를 검색했습니다. 검색은 8 월 2016에서 수행되었으며 2 월 2017에서 업데이트되었습니다.

범위 지정 검색은 [도박 장애] AND ([강박] 또는 [신경 심리 검사] 또는 [관련 측정 매개 변수 측정])와 같은 주요 개념을 식별했습니다. 그 후, 이러한 주요 개념은 적절한 (통제 된) 용어, 데이터베이스 특정 검색 필드 및 구문을 적용하여 각 서지 데이터베이스에 적용되었습니다. 만나다 부록 A (보충 자료) 상세한 검색 전략.

갬블링 장애와 HC를 가진 개인 간의 행동 차이는 (필연적으로)인지 유연성 자체와 관련이 없으므로, 오히려 중독 그 자체와 관련이 있으므로 장애 관련주의 집중을 평가하는 과제는 고려되지 않았다는 점에 유의해야한다. 강박성의 교차 진단 endophenotype에 대한. 더욱이 무질서적인주의 집중 편향은 여러 가지 근본적인 과정을 반영 할 수있다.필드와 콕스, 2008). 이러한 이유로 Google은 도박 관련 Stroop 작업이나 도박 관련 Dot-Probe 작업 같은 작업을 포함시키지 않았습니다.

2.2. 자격 기준

선택된 연구는 다음과 같은 포함 기준을 충족해야했습니다.이 연구에는 18-65 세의 인체 피실험자가 포함되었습니다. DSM-5 도박 장애 환자, DSM-III, DSM-III-R 또는 DSM-IV 병리학 도박사 또는 SOGS 점수가 5 이상인 도박꾼을 대상으로했습니다. 연구에는 건강한 통제 집단이 포함되었다. 이 연구는 그룹당 최소 10 과목을 받았다. 또한, 연구는 4 가지 영역으로 정의 된 바와 같이 강박성의 측면을 시험하기위한 실험적 과제 또는 패러다임을 포함해야했습니다 (표 1). 원본 기사는 언어, 출판 연도, 출판 유형 또는 출판 상태에 관계없이 포함되었습니다. 전체 참조 목록은 중복을 제거하기 위해 EndNote X7로 내 보낸 후 Rayyan으로 가져 왔습니다 (Elmagarmid 등, 2014) 제목과 추상 심사를 위해.

2.3. 학습 선택

확인 된 모든 연구의 제목과 초록은 두 명의 저자 (TvT 및 RJvH)에 의해 적격성에 대해 독립적으로 선별되었습니다. 검토 자의 결정 사이의 모든 불일치는 합의에 도달 할 때까지 토론을 통해 해결되었습니다 (논문의 1 % 미만). 선택된 기사는 이후에 모든 포함 기준이 충족되었는지 확인하기 위해 전체를 읽었습니다. 우리는 중복 출판이나 동일한 데이터 세트의 재사용을 적극적으로 선별했으며, 발견되면 최신 또는 가장 완전한 데이터 세트가 사용되었습니다.

2.4. 데이터 추출 및 연구 품질

선정 된 연구에서 추출한 데이터는 다음과 같습니다 : 연구 구성의 인구 통계 학적 및 임상 적 특성 (크기, 성별, 연령, 임상 진단, 도박의 심각성); 사용 된 신경인지 검사 유형; 보고 된 결과 측정; 연구의 주요 결과; 주요 시험 매개 변수, 평균 및 표준 편차와 함께 효과 크기를 계산할 수있는 기타 중요한 통계 정보를 제공합니다 (참조 표 2, 표 3 ;  표 4). 1 차 시험 매개 변수가 동일한인지 과제를 사용하는 다른 연구와 다른 경우, 우리는 해당 저자에게 연락했다. 보고 된 결과 매개 변수의 해석이 불분명하고 명확히 할 수 없기 때문에 체계적인 검토와 메타 분석에서 두 가지 연구가 제외되었습니다.

테이블 2.

개요에는 우발과 관련된인지 유연성 분야의 연구가 포함되었습니다.

약어: 인구 : GD = 도박 장애 환자; HC = 건강한 대조군; ND = 니코틴 의존 환자; CD = 코카인 의존 환자; AD = 알코올 의존 환자; TS = 투렛 증후군 환자; BN = 신경성 과식증 환자; OCD = 강박 장애 환자; IAD = 인터넷 중독 장애 환자; IGD = 인터넷 게임 장애 환자; PrGs = 문제가있는 도박꾼; ♂ = 남성; ♀ = 여성;? = 성별이보고되지 않았습니다. 임상 측정 : DSM = 정신 장애 진단 및 통계 매뉴얼; SOGS = South Oaks 도박 화면; PGSI = 문제 도박 심각도 지수; SCID = DSM에 대한 구조화 된 임상 인터뷰; NODS = 도박 문제에 대한 NORC 진단 화면. 과제 : PRLT = 확률 적 반전 학습 과제; CPT = 카드 놀이 작업; DRLT = 결정 론적 반전 학습 과제; CLT = 비상 학습 과제; WCST = 위스콘신 카드 분류 작업; IED = Intra-Extra Dimensional Set Shift; TMT = 트레일 메이킹 태스크. 결과 측정 : RT = 반응 시간; * = 간섭은 다음과 같이 계산되었습니다. [#items third list – ((#Words × #Colors) / (# Words + #Colors))]; TMT_B = 트레일 메이킹 테스트 파트 B. GD 대 HC : GD <HC는 GD 환자가 HC보다 훨씬 더 나쁘다는 것을 반영합니다.

표 옵션

2 명의 평가자 (NMS 및 JMK)는 방법 론적 정확성, 선택 및보고 편향성을 평가하는 8 항목 유효성 척도에서 방법 론적 품질에 대한 각 연구를 독립적으로 평가했습니다. 이전에 사용한 체크리스트 (톰슨 (Thompson) 등, 2016)는 Cochrane Collaboration 기준, PRISMA 권장 사항 및 PEDro 지침에서 나온 항목을 바탕으로 그룹의 무작위 평가 및 눈부신 절차를 제외하고 현재 리뷰 (5 항목)에서 조사한 연구에는 적용되지 않으므로 적용되었습니다. 증거의 품질 수준은 높음 (6-8 점), 보통 (3-5 점) 또는 낮음 (0-2 점)으로 정의되었습니다.

2.5. 데이터 분석 및 합성

서로 다른 시험이 서로 다른 시험과 시험 매개 변수를 사용했기 때문에 실제 크기의 표준화 된 평균 차이 (SMD) (Hedge 's g)는 연구 전반에 걸쳐 도박 장애가있는 개인과 HC 간의 차이를 평가하기 위해 계산되었습니다. 이것은 Cohen의 d 그러나 작은 샘플 편향에 대한 보정으로 결과는 작은 (g = 0.2–0.5), 중간 (g = 0.5–0.8) 또는 큰 (g> 0.8) 효과를 반영하는 것으로 해석 될 수 있습니다. 헤지스 g 도박 장애가있는 개인에 비해 긍정적 인 가치가 HC에서 더 나은 성과를 나타내도록 코딩되었습니다. 효과 크기는 원래 (조정되지 않은) 표준 편차를 사용하여 계산되었습니다. 필요한 경우 표준 오류가 표준 편차로 변환됩니다 (해당 표에 표시).

각 신경인지 과제는 '강박성'의 다른 측면을 테스트하고 테스트 매개 변수에 큰 차이가 있기 때문에 각 과제에 대해 개별적으로 메타 분석을 수행했습니다. 메타 분석에 포함 되려면 작업 당 최소 3 개의 연구가 필요했습니다. 연구 샘플과 방법 론적 변동 간의 예상 이질성으로 인해 전체 그룹 간 분석에 무작위 효과 모델이 사용되었습니다. 유의 수준 p <0.05 (양측)가 사용되었습니다. 이질성의 존재는 Cochran의 Q를 사용하여 테스트하고 I를 사용하여 그 크기를 추정했습니다.², 이는 이질성으로 인한 효과 크기 차이의 비율로 해석 될 수있다. 5 개 이상의 연구가 포함 된 과제의 경우 메타 변수, 연령, 성별, IQ 및 도박의 심각도를 공변량으로 사용하여 메타 회귀 분석을 수행했습니다. 집단 간 나이, 성별, IQ (Cohen 's d)를 메타 회귀 분석에서 공변량으로 사용한다. 모든 분석은 Comprehensive Meta-Analysis V2 (CMA, Bio-Englewood, New Jersey, 미국)를 사용하여 수행되었습니다.

3. 결과

3.1. 확인 된 연구

초기 검색은 5521 고유 연구를 확인했으며,이 중 29은이 검토에 포함될 수 있습니다. Fig. 1 연구 선택 과정을 보여주는 PRISMA 흐름도를 보여줍니다. Iowa Gambling Task (n = 20)를 사용한 연구가 아직 추상 선별 과정에서 제외되지 않았기 때문에“잘못된인지 작업”으로 인해 전체 텍스트 화면에서 제외 된 연구의 수가 상대적으로 많았습니다. 그러나 이들은 XNUMX 개의 강제성 영역에 맞지 않았기 때문에 전체 텍스트 스크리닝 중에 제외되었습니다. 또한 처음에는 강제성 설문지를 포함하고 싶었 기 때문에 검색어에 포함하고 제목 및 초록 심사에서 선택했습니다. 그러나 우리는 궁극적으로 최종 종합에 자체보고 설문지를 포함하지 않았습니다. 설문지는 기본 결과 측정치가 거의 아니며 연구에서 이러한 설문지의 사용을 초록에보고하지 않는 경우가 많습니다. 따라서 설문지가 포함 된 연구가 누락 될 가능성이 높아 체계적이고 포괄적으로 포함하는 것이 불가능했습니다.

그림. 1. 

발견 된 기사의 수와 검색의 각 단계에서 포함되거나 제외 된 기사의 순서도. 일부 연구에서는 메타 분석에 포함될 수있는 여러인지 과제가보고되었습니다. 따라서 결과와 데이터 세트의 수는 연구의 수보다 많습니다.

그림 옵션

포함 된 29 건의 연구는 총 n = 1072 명의 도박 장애 환자와 n = 1312 HC로 구성되었습니다. 모든 연구가 치료 중이거나 도박 장애의 공식 진단을받은 도박꾼을 테스트 한 것은 아니지만 (표 3–5에 명시 됨) 도박 설문지의 임상 기준점보다 높은 점수를받은 도박꾼을 테스트 한 연구 만 포함했습니다. 따라서 우리는 원고 전체에서 그들을 도박 장애가있는 개인으로 지칭 할 것입니다. 품질 점수는 26 건의 연구에서 "중간", 1 건의 연구에서 "높음"이었습니다 (보충 표 XNUMX). 다음 섹션에서는 네 가지 영역으로 세분화되어 각 작업과 가장 일반적인 테스트 매개 변수를 설명합니다. 결과에 대한 질적 요약을 제공합니다. 메타 분석의 결과를 제시합니다. 표 2, 표 3 ;  표 4 각 도메인에 포함 된 연구에 대한 자세한 요약을 제공하십시오. 3 이상의 연구로 구성된 신경인지 적 과제의 경우 메타 분석이 수행되었습니다. 개별 플롯은 Fig. 2, Fig. 3 ;  Fig. 4.

테이블 3.

개요에는 Task / attentional set-shifting domain 내의 연구가 포함되었습니다.

약자의 전체 목록은 다음을 참조하십시오. 표 2.

표 옵션

테이블 4.

개요에는 주의력 편향 / 이탈 영역 내의 연구가 포함되었습니다.

약자의 전체 목록은 다음을 참조하십시오. 표 2.

표 옵션

그림. 2. 

차이에 대한 요약 효과 크기에 대한 포레스트 플롯 (A) 확률 론적 반향 학습 과제 및 (B) GD 환자와 HC 간의 카드 영속 작업. *이 연구에서는 표준 편차가보고되지 않았지만 표준 오차를 기준으로 계산되었습니다. 사각형의 크기는 합산 된 추정치에 대한 연구의 상대적 가중치를 반영합니다. 다이아몬드는 전반적인 효과 크기를 나타냅니다.

그림 옵션

그림. 3. 

차이에 대한 요약 효과 크기에 대한 포레스트 플롯 (A) 위스콘신 카드 정렬 작업 (B) Intra Extra Dimensional Set는 GD 환자와 HC간에 전환합니다. 사각형의 크기는 합산 된 추정치에 대한 연구의 상대적 가중치를 반영합니다. 다이아몬드는 전반적인 효과 크기를 나타냅니다.

그림 옵션

그림. 4. 

차이에 대한 요약 효과 크기에 대한 포레스트 플롯 (A) Stroop Task 및 (B) GD 환자와 HC간에 트레일 메이크 테스트. *이 연구에서는 표준 편차가보고되지 않았지만 표준 오차를 기준으로 계산되었습니다. 사각형의 크기는 합산 된 추정치에 대한 연구의 상대적 가중치를 반영합니다. 다이아몬드는 전반적인 효과 크기를 나타냅니다.

그림 옵션

3.2. 우발과 관련된인지 유연성

비상 사태와 관련된인지 적 유연성은 규칙을 학습하고 시행 착오를 통한 피드백을 사용하여 규칙을 변경 한 후에 행동을 후속 적으로 적용하는 것과 관련됩니다. 그러므로 피험자는 비상 사태를 유연하게 배우고 알 필요가 없습니다. 포함 된 연구에서,이 설명에 부합하는 4 가지 과제, 확률 론적 반향 학습 과제, 카드 놀이 과제, 결정 론적 반전 학습 과제 및 우발적 학습 과제가 확인되었습니다.

3.2.1. 확률 론적 반전 학습 과제

확률 적 반전 학습 과제 (PRLT; Cools 외., 2002), 피실험자는 (보통) 두 가지 자극 중에서 선택하고 두 가지 선택 중 하나가 '선'이고 다른 하나는 '나쁨'이라는 것을 배웁니다. 자극은 부분적으로 결과 (예 : 확률 론적)를 예측합니다. 예를 들어 피드백이 정확 한 시간의 70 %와 피드백이 틀린 시간의 30 %입니다. 좋은 옵션과 나쁜 옵션을 구분하여 성공적으로 학습 한 후에는 규칙이 변경되고 (즉 역전) 참여자는 새로운 규칙에 적응해야합니다. 이 작업의 다른 버전이 사용되며, 정해진 횟수의 시도에서 또는 정답의 정답 횟수 이후에 역전이 발생합니다. 반전의 순간에 따라 보너스는 규칙 변경 후 정확한 선택의 수, 완료된 반전 횟수 또는 획득 한 총 금액 (모든 조치에서 낮은 점수는 높은 보너스를 반영 함)로 반영 될 수 있습니다.

PRLT를 도박 장애 집단에서 사용한 4 개의 연구가 확인되었다. 두 연구에서 (큰 소리로하다 외., 2014 ;  드 루이 트 외., 2009) 도박 장애가있는 사람들은 반응 지속을 보인 반면, 다른 두 연구에서는 (토레스 외., 2013 ;  베르데 호 가르시아 외., 2015)이 작업에서 유의 한 행동 장애는 관찰되지 않았다. 각 연구에서 다른 버전의 PRLT가 사용되었지만 ( 표 2), 그들은 '인내'를 테스트하는 것과 비교할 수 있었고, 따라서 모든 연구는 메타 분석에 포함되었습니다.

총 77 명의 도박 장애를 가진 개인과 79 명의 HC를 포함한 0.479 개의 모든 연구 데이터를 합산하여 도박 장애가있는 개인과 HC (효과 크기 = 1.452; Z- 값 = 0.144; p = XNUMX) (Fig. 2ㅏ). 그러나이 작업에서는 상당한 이질성이 입증되었습니다 (Q = 11.7, p <0.01, I² = 74 %) (보충 표 2). 이 이질성은 메타 회귀 (성별, 나이, IQ 및 도박 심각도, 실제로 연구간에 비교 가능함)에서 고려 된 요인에 의해 크게 설명되지 않았지만 PRLT의 다른 결과 측정이보고되었다는 사실을 반영 할 수 있습니다. 각 연구.

3.2.2. 카드 놀이 업무

카드 놀이 (또는 영속) 작업 (CPT; Newman et al., 1987) 참가자에게 카드 한 벌이 제공되고 얼굴 카드가 돈을 받고 숫자 카드가 돈을 잃는다는 메시지가 표시됩니다. 참가자는 시험을 통해 계속 플레이할지 아니면 작업을 종료할지 결정해야합니다. 계속하면 카드가 뒤집혀서 일정 금액의 돈을이기거나 (즉, 얼굴 카드를 뒤집을 때) 잃게됩니다 (예 : 숫자 카드를 뒤집을 때). 처음에는 승패 율이 높지만 (예 : 90 %),이 비율은 10 번의 시행 블록마다 10 %가 될 때까지 0 % 씩 감소합니다. 따라서 40-60 번의 트라이얼을 계속 플레이 한 다음 플레이를 종료하는 것이 가장 좋습니다. 이 작업의 결과 척도는 뒤집힌 카드의 수입니다. 승패 율이 더 이상 긍정적이지 않을 때 (> 60 번의 시도) 계속 플레이하는 것은 인내를 나타냅니다.

우리는 도박 장애 그룹에서 CPT를 사용한 3 가지 연구를 발견했습니다. 모든 연구에서 갬블링 장애가있는 사람과 HC가있는 사람과 도박 장애를 가진 사람이 (극도로) perseverative 카드 선택 전략을 사용하여 상당한 차이를 발견했습니다 (다리 외., 2012; 구 드리아 안 외., 2005 ;  톰슨과 코르, 2013). 총 155 명의 도박 장애를 가진 개인과 123 명의 HC를 포함한 세 가지 연구의 데이터를 통합하여 도박 장애를 가진 개인의 전반적인 효과가 HC보다 더 인내하다는 것을 보여주었습니다 (효과 크기 = 0.569; Z = 3.776, p <0.001). ) (Fig. 2비). 이질성은 매우 낮았습니다 (Q = 1.0, p = 0.60, I² = 0 %) (보충 표 2).

3.2.3. 기타 작업

갬블링 장애와 HC에 대한 우발 사건과 관련된인지 적 유연성을 평가하는 두 가지 다른 작업이 확인되었다. 결정 론적 반향 학습 과제 (DRLT; 얀센 (Janssen) 등, 2015) 및 우발 학습 과제 (CLT; 베인 (Vanes) 등, 2014).

DRLT는 PRLT와 유사하지만보다 단순합니다. 자극은 확률 적보다는 결과 (예 : 보상이나 처벌)를 완전히 예측하기 때문입니다. 주요 결과 측정은 반전 후의 오류율이며 반전 후에는 반복적 인 응답을 나타내는 오류가 더 많습니다. Janssen et al. (2015) 이 작업에서 도박 장애를 가진 사람들과 HC에 대한 행동 수행 능력 결손은보고되지 않았다.

CLT는 DRLT와 유사하지만 4 개의 우연한 사건, 단 하나의 반전 단계 및 추가 멸종 단계를 포함합니다. 역전 단계 동안의 영속 오류는인지 적 경직성을 반영하는 것으로 해석됩니다. Vanes et al. (2014) 도박 장애를 앓고있는 사람들과 HC를 가진 사람들간에 보복 오류의 수에 유의 한 차이가 없음을 발견했습니다.

3.3. 작업 /주의 설정 변경

작업 또는주의 집합 탈퇴는 일련의 작업 또는 응답 모드간에 자주 전환 할 수 있어야합니다. 그것은 시각적 인 차별과주의 집중 유지 및 변화를 포함합니다. 비상 사태와 관련된인지 적 유연성 작업은 하나의 집합 내에서 스위치를 포함하지만, 작업 /주의 집합 잡기 작업은 여러 집합 (예 : 색, 숫자 또는 모양)을 필요로합니다. 이것은 자극의 다양한 차원에주의를 기울일 것을 요구합니다. 이 영역 내에서 위스콘신 카드 정렬 작업, 인트라 엑스트라 차원 집합 이동 및 스위치 작업의 총 세 가지 작업이 확인되었습니다.

3.3.1. 위스콘신 카드 정렬 테스트

위스콘신 카드 정렬 테스트 (WCST; Heaton 등, 1981) 인간에서 가장 일반적으로 사용되는 설정 - 이동 작업입니다. 참가자는 3 가지 분류 모드 (색상, 형태 및 수) 중 하나에 따라 응답 카드를 분류하도록 요청됩니다. 각 응답 후에 제공되는 피드백을 사용하여 규칙을 획득합니다. 고정 된 수의 정확한 일치 후에 규칙이 변경되고 참여자는 새로운 분류 모드로 이동해야합니다. 테스트 매개 변수에는 완료된 카테고리의 수, 오류의 총 수, 가장 강박성과 관련이있는 - 보복 오류의 수 (규칙 변경 후의 오류)가 포함됩니다.

이 작업을 사용하여 도박 장애가있는 개인을 대상으로 한 총 274 건의 연구가 발견되었으며,이 중 342 건의 연구에서 적어도 하나의 테스트 매개 변수에서 HC에 비해 도박 장애가있는 개인의 성과가 현저히 나 빠졌다고보고했습니다 (반드시 인내 오류는 아님). 모든 연구를 결합하고 총 0.518 명의 도박 장애 환자와 5.895 명의 HC를 포함하여, 도박 장애가있는 개인이 HC보다 더 많은 인내 오류를 만드는 매우 중요한 효과가 발견되었습니다 (효과 크기 = 0.001; Z = XNUMX, p <XNUMX) (Fig. 3ㅏ). 이질성은 낮았다 (Q = 10.9, p = 0.28, I² = 17 %) (보충 표 2).

3.3.2. 인트라 엑스트라 셋트 시프트 (IED)

Intra-Extra Dimensional Set-Shift (IED) 작업 (로빈스 (Robbins) 등, 1998), 두 가지 자극이 제시된다. 하나는 정확하고 하나는 부정확합니다. 참가자는 터치 스크린을 사용하여 두 가지 자극 중 하나를 터치하고 피드백을받습니다. 6 번의 올바른 시도 후에, 자극 및 / 또는 규칙 변경 : 처음에는 자극은 하나의 '차원'(즉, 색으로 채워진 모양)으로 구성되며 변경 사항은 차원 내 (즉, 하나의 색으로 채워진 모양에서 다른 색으로 채워진 모양 모양). 나중에 자극은 두 가지 '차원'(즉, 색이 채워진 모양과 흰색 선)으로 구성되며, 마지막 단계에서는 변화가 외형 적입니다 (예 : 색이 채워진 모양에서 흰색 선까지). 테스트 매개 변수에는 완료 단계 수, 내부 차원 오류의 수, 추가 차원 오류 수 및 여기에서의 연구에서 가장 일관되게보고되고 철저한 응답을 나타내는 오류 총 수를 나타냅니다.

IED를 사용한 4 개의 연구에서 3 명은 도박 장애가있는 사람이 HC보다 훨씬 더 많은 실수를 범했다 (최 외., 2014; Odlaug 외., 2011 ;  패터슨 외., 2006), 한 연구에서 집단 차이가 발견되지 않았다 (매닝 (Manning) 등, 2013). 이전 버전의 IED (Patterson et al., 2006)는 다른 테스트 매개 변수가보고 되었기 때문에 메타 분석에 포함되지 않았습니다. 도박 장애가있는 개인 91 명과 HC 180 명을 포함하는 다른 세 가지 연구를 결합하면 IED에서 도박 장애가있는 개인의 전반적인 장애가 유의하게 나타났습니다 (효과 크기 = 0.412, Z = 2.046, p = 0.041) (Fig. 3비). 이질성은 상대적으로 낮았습니다 (Q = 3.71, p = 0.16, I² = 46 %) (보충 표 2).

3.3.3. 작업 전환

스위치 작업 (Sohn 등, 2000), 문자와 숫자가 동시에 빨간색이나 파란색으로 표시됩니다. 이 기호의 색상에 따라 참가자는 문자 (빨간색) 또는 숫자 (파란색)에 집중하도록 지시됩니다. 문자 / 숫자가 자음 / 홀수 또는 모음 / 짝수 여부에 따라 참가자는 각각 왼쪽 / 오른쪽을 눌러야합니다. 인지 유연성은 색상 전환 후 재판의 정확도와 반응 시간을 색상 반복 후 정확도와 반응 시간을 비교하여 측정됩니다. 이 작업을 사용하는 유일한 연구 (van Timmeren et al., 2016)는 도박 장애가있는 사람들과 HC간에 업무 수행에 중요한 차이가 없음을 발견했다.

3.4. 주의력 편향 / 이탈

주의 깊은 편견이나 이탈은 다른 환경 자극을 무시하면서 특정 환경 자극에 반응하는 능력을 포함합니다. 여기에서인지 유연성은 피험자의 자동 응답을 억제 할 수있는 능력에 의해 정의됩니다. 자동 응답을 억제하지 못하면 유연하지 못한 동작이 발생할 수 있습니다. 주의력 편향과인지 적 유연성 사이의 연결은 이전 영역보다 덜 분명 할 수 있으며 문헌에서 약간의 의견 차이가있다 (Izquierdo et al., 2017)주의 집중 편향 또한 다른 집행 기능에 의존하기 때문에. 따라서이 영역 내의 결과는 간접적으로 강박과 관련됩니다. 이 도메인에 포함 된 작업은 Stroop (Color-Word Interference) 작업과 Trail Making Test입니다.

3.4.1. 스트 루프 작업

Stroop Task (Stroop, 1935) 선택적주의,인지 유연성 및 억제 제어가 필요한 고전적인 신경 심리학 과제입니다. 이 작업에서 참가자에게는 동일한 (일치하는) 색상이나 다른 (부적합한) 색상으로 인쇄 된 색상 단어 (예 : 빨간색)가 표시됩니다. 그런 다음 참가자는이 단어의 잉크 색상을 지정해야합니다. 간섭 점수는 종종 Stroop Task의 테스트 매개 변수로 사용되며 일치하는 단어와 비교하여 부적절한 단어를 보았을 때 발생하는 반응 시간의 증가를 반영합니다. 이 간섭 점수는 (적어도 부분적으로) 단어를 읽는 자동 응답의 억제에 의존합니다. 이러한 자동 경향을 억제하지 못하면 유연성이 떨어지게되어이 점수는인지 유연성의 척도로 간주 될 수 있습니다. 그러나, 간섭 점수는 주의력과 충동 반응과 같은 다른인지 과정에 너무 의존적이다. 실제로, Stroop 과제의 수행도 (모터) 충동을 반영하는 것으로 생각됩니다.

Stroop 과제를 사용한 12 기사 중 7 개는 HC에 비해 도박 장애가있는 사람에게는 중대한 장애가있는 반면 5 개는 그렇지 않은 것으로 나타났습니다. 메타 분석의 경우, 반응 시간 만보고되고 간섭 지수를 얻을 수 없었기 때문에 3 가지 연구를 제외시켰다 (드 와일드 외., 2013; McCusker and Gettings, 1997 ;  포 텐자 외., 2003). 한 연구에서, 간섭 지수는보고 된 반응 시간 (부적절한 - 합동; Lai 등, 2011). 이 337 개의 제외 된 연구 중 404 개는 도박 장애가있는 개인에서 현저하게 더 나쁜 성과를보고 한 반면, 다른 0.331 개는 큰 그룹 차이가 없다고보고했습니다. 도박 장애가있는 2.575 명의 개인과 0.01 개의 HC를 포함한 나머지 XNUMX 개 연구의 데이터를 통합하여 HC에 비해 Stroop 작업에 더 많은 간섭 문제를 보이는 도박 장애가있는 개인에게 유의 한 영향을 나타 냈습니다 (효과 크기 = XNUMX, Z = XNUMX, p = XNUMX) (Fig. 4ㅏ). 그러나 상당한 Q- 점수 (Q = 19.5, p <0.01) 및 중간 정도의 I로 표시되는 상당한 이질성이있었습니다.² (59 %) (보충 표 2). 이 결과는 우리가 메타 회귀에서 고려한 어떤 변수로도 설명되지 않았지만 (모두 p> 0.05), 연구 전반에 걸쳐 간섭 지수가 계산 된 방식이 항상보고되지 않았기 때문에 결과 측정의 일관성없는보고를 다시 반영 할 수 있습니다.

3.4.2. 트레일 만들기 테스트

트레일 메이크 테스트 (TMT; 레이턴, 1992)는 종이 및 연필 작업으로 참가자는 정확성을 유지하면서 가능한 한 신속하게 연속적인 대상 시퀀스를 연결하도록 지시합니다. 첫 번째 부분 (A) 동안 모든 목표는 숫자 (1, 2, 3 등)이며 참여자는 숫자를 순차적으로 연결해야합니다. 두 번째 파트 (B) 동안 대상은 문자와 숫자이며 참가자는 교대로 순서대로 연결하도록 지시됩니다 (1, A, 2, B 등). 이것은 피사체가 숫자 나 문자를 순서대로 (1, 2, 3 또는 A, B, C 등) 자동으로 연결하는 것을 금지해야합니다. 테스트의 두 번째 부분 (TMT-B)을 완료하는 데 필요한 시간은인지 적 경직성과 작업 메모리 문제를 반영합니다. 차이 점수 BA가인지 유연성의 더 순수한 지표이지만 (Sanchez-Cubillo 등, 2009), TMT-B는 포함 된 연구에서 가장 일관되게보고 된 점수 였으므로 메타 분석에 사용한 결과 측정 값입니다. 이 작업을 해결하려면 선행 대응을 지속적으로 금지해야하기 때문에주의 분산 / 분리 영역에 TMT-B를 통합했습니다. 그러나이 작업을 완료하기 위해주의 집합 이동이 필요하므로 작업 /주의 설정 집합 이동 영역 아래에 배치 할 수도 있습니다.

TMT-B를 사용한 118 개의 연구 중 하나만이 도박 장애가있는 개인과 HCs 사이에 유의 한 차이를 발견했으며, 도박꾼의 성과는 더 나빴습니다. 총 165 명의 도박 장애 환자와 0.270 명의 HC를 대상으로 한 메타 분석에서이 네 가지 연구를 결합한 결과, 도박 장애가있는 개인이 HC보다 TMT-B에서 훨씬 더 나쁘다는 것을 발견했습니다 (효과 크기 = 2.175, Z- 점수 = 0.030, p = XNUMX) (Fig. 4비). 이질성은 낮았습니다 (Q = 6.26, p <0.18, I² = 36 %) (보충 표 2).

3.5. 습관 학습

습관 학습이란 자주 반복 될 때 행동이 자동으로되는 경향을 의미합니다. 연관 학습 이론에 따르면, 도구 학습은 목표 지향적이고 습관적인 제어 시스템 (Balleine과 Dickinson, 1998). 전자의 경우 작업은 결과에 따라 수행되고 업데이트됩니다. 시간이 지남에 따라 습관적 인 시스템은 행동을 자동으로 렌더링하기 시작하고 행동은 결과에 둔감 해지고 대신 자극 - 반응 우발적 인 상황에 의존합니다. 강박적인 행동은 장애가있는 목표 지시 통제 또는 지나친 습관 시스템의 결과 일 수 있습니다. 습관 학습 평가에는 두 시스템 중 어느 것이 행동을 제어하는지에 대한 특수성이 포함되어야합니다. 예를 들어 반전 학습 패러다임에 대한 억압은 자극 - 결과 연관에 기반한 보상 학습을 포함하지만 두 시스템 모두의 결과 일 수 있습니다 (Izquierdo et al., 2017). 특히 습관 학습을 테스트하기 위해 제안되는 작업의 예로는 멋진 과일 게임 (de Wit 등, 2009)와 2 단계 작업 (Daw 등, 2011).

습관 학습은 목표 지향적 행동에서 강박 행동으로의 전환에 중요한 역할을한다고 가설 화되었지만 도박 장애에서 습관 학습을 평가하는 연구는 발견되지 않았다.

4. 토론

4.1. 일반적인 토론

우리는 도박 장애와 HC에 대한 강박 관련 신경 심리 기능 테스트를위한 문헌을 체계적으로 검토하고 메타 분석을 수행했습니다. 강박 성은 다양한 신경 심리학 적 과제로 평가 된 강박 행동의 서로 다른 구성 요소를 나타내는 4 개의 개별 영역으로 나뉘어졌습니다 (표 1). 우리는 HC와 비교하여 도박 장애를 가진 개인이 광범위한 강박 관련 신경 심리 기능에서 성과 적자를 보임을 발견했습니다. 개별 과제 간 변동성에도 불구하고 HC와 비교하여 도박 장애가있는 개인의 모든 강압 영역 내에서 지속적으로 성과 적자를 나타냅니다. 이 결과는 광범위한 상황에서 논의하기 전에 각각의 강박 성 영역에 대해 먼저 논의 될 것입니다.

우연과 관련된인지 유연성 영역 내에서, 개별 과제는 혼합 된 결과를 나타 냈습니다 (Fig. 2). PRLT를 사용한 연구 결과는 도박 장애가있는 사람의 행동 불 경비를 의미하지는 않았다. 그러나 이것은 상대적으로 작은 표본 크기 때문일 수 있습니다. 이러한 결과를 가릴 가능성이있는 또 다른 요소는 연구 결과의 다양성과 연구 간 결과 매개 변수이며 이는 상당한 수준의 이질성이 반영된 것입니다. CPT에서 중형 효과 크기 추정치에 대한 중대한 장애는 도박 장애를 가진 사람과 HC에서 발견되었다. 이 결과는 도박 장애가있는 개인의 재발을 예측하는 것으로 나타 났으므로이 결과는 임상 적으로 관련이 있습니다 (Goudriaan et al., 2008) 및 유사한 성능 적자가 약물 사용 장애 (Martin et al., 2000). 흥미롭게도이 작업에 대한 지속적인 응답은 5 초의 피드백 응답 일시 중지를 추가 할 때 정상화되는 것 같습니다 (톰슨과 코르, 2013). 한 가지 설명은 강박 반응이 부분적으로 충동 반응에 의해 매개된다는 것입니다. 또 다른 연구에 따르면 HC가 손실 후 응답 속도가 느려지는 반면 도박 장애를 가진 개인은 그렇지 않은 것으로 나타났습니다 (Goudriaan et al., 2005). 이것은 도박 장애로 종종보고되는 충동 반응의 증가로 설명 될 수 있습니다 (Verdejo-García 등, 2008). 충동 적 행동과 충동 적 행동의 상호 작용은 나중에 논의 할 주제입니다.

가능한 연구 시험 과제 /주의 집중 집합 교대는 매우 일관된 패턴을 보여줍니다 : 모든 연구에서, 도박 장애를 가진 개인은 통제보다 더 나쁜 성과를 보입니다 (Fig. 3). 메타 분석의 결과는 WCST와 IED 모두에서 도박 장애가있는 사람과 HC에 비해 중등도의 효과 크기를 보이는 중대한 성과 적자를 보여줍니다. 이러한 작업에 대해보고 된 테스트 매개 변수는 일관성이 높으며이 영역 내에서 낮은 수준의 이질성에도 반영됩니다. 종합적으로 말하자면, 이러한 결과는 도박 장애가있는 개인의인지 유연성의 성과 적자에 대한 실질적인 증거를 제공합니다. 이것은 IED 오류와 DSM-5 기준을 포함한 다양한 도박 강도의 척도 사이에 양의 상관 관계를 보이는 정규 도박꾼의 대규모 비 임상 샘플을 사용한 최근의 연구에 의해 입증됩니다 (Leppink et al., 2016). 그러나 도박 장애가있는 개인의 WCST 성과를 토대로 치료 결과를 예측하려는 연구 (Rossini-Dib 외, 2015) 또는 물질 사용 장애 (Aharonovich 등, 2006) 실패했습니다.

주의 집중 편견 / 해방 영역에 포함 된 두 가지 과제 모두에서 중소 효과 크기의 도박 장애가있는 사람에게는 중대한 성과 적자가 발견되었습니다 (Fig. 4). 그러나 Stroop 과제에 대한 결과는 이질성이 높았 기 때문에 조심스럽게 해석되어야합니다. 메타 회귀 분석에서 나이, 성별, IQ 또는 도박의 심각성을 설명 할 수는 없습니다.

전반적으로, 이러한 결과는 도박 장애가있는 개인이 도박 행위 자체와 직접적인 관련이없는 강박적인 경향을 보인다고 일반적인 경향을 암시합니다. 이러한 성과 적자는 도박 증상의 발달과 유지와 관련이있을 수 있습니다. 예를 들어, 집중력을 유연하게 전환 할 수 없거나 습득 한 행동을 끈질 기게하는 경향이있는 경우 도박 행위가 발생할 위험이 높아질 수 있습니다. 또한 이러한 성과 적자는 무질서한 도박의 결과 일 수 있습니다. 두 경우 모두 노름 행위를 그만두는 것이 어려워 지는데, 대다수의 연구에서 노름 장애를 가진 사람을 치료를 받았다는 사실이 밝혀졌습니다. 이러한 결과에 대한 치료 결과와 이러한 잠재적 인 관계는보다 광범위하게 연구되어야한다 (Goudriaan et al., 2008) 이것은 예방 적 및 치료 적 중재를위한 가능성을 제공 할 수 있기 때문이다. 흥미롭게도, 신경인지 적 과제에 대한 유사한 성능 결핍 패턴이 강박 행동의 원형 인 OCD 환자에서 나타난다. 메타 분석은 최근 WCST, IED, Stroop 과제 및 TMT-B에서 유의 한 결손을 발견했다 (Shin 등, 2014). 이러한 업무에 대한 수행 능력의 저하는 다른 강박 장애에도 일반화되는 것처럼 보입니다.

Neuroimaging 방법은 건강한 대조 대상에서인지 유연성, 설정 전환 및 주의력 이탈 과제의 신경 상관 관계를 조사하는 데 사용되었습니다. 이러한 영역과 관련이있는 영역은 안와 전두엽 피질 (OFC), 복측 (vlPFC), ventromedial (vmPFC) 및 dorsolateral prefrontal cortex (dlPFC) 및 기저핵파인버그 외., 2010 ;  이즈키에도 외., 2017). 아마도 이러한 neurocognitive 영역을 평가하는 과제를 조사했을 때 도박 장애에서 유사한 영역의 비정상적인 뇌 반응이 관찰되었습니다 (최근에 검토 됨). Moccia 등, 2017). 이 리뷰에 포함 된 5 개의 연구는 또한 도박 장애 및 HC가있는 개인의 뇌 기능을 조사하고 피험자가 강박 관련 업무를 수행하는 동안 조사했습니다. Stroop 과제 도박 장애가있는 사람들은 vmPFC 활성이 감소한 것으로 나타났습니다 (Potenza 등, 2003), 감소 된 v1PFC 활성은 PRLT 동안보고되었다 (드 루이 트 외., 2009 ;  베르데 호 가르시아 외., 2015). 뇌파 검사는 PRLT 기간 동안 도박 장애가있는 사람들에게 비정상적인 피드백 유발 피질 활동을 발견했습니다 (토레스 (Torres) 등, 2013). dlPFC와인지 신경 내분비 계통의 구조적 백질 무결성의 감소는 도박 장애가있는 개인에서 관찰되었다 (van Timmeren et al., 2016),주의 집중 전환 작업의 성능과는 직접적인 관련이 없었습니다. 갬블링 장애 테스트 강제력에서 이용 가능한 신경 영상 증거는인지 기능의 유연성, 세트 - 시프 팅 및 주의력 결여에 중요한 영역에서 뇌 기능 및 구조가 감소 된 도박 장애를 가진 개인의 관점으로 수렴한다.

강박에 기여하는 신경 화학적 기작은 도파민과 세로토닌이 핵심 역할을한다고 여겨지지만 잘 이해되지 않고 있습니다 (Fineberg 등, 2010). 인간과 동물에 대한 이전의 연구들은인지 유연성이 도파민과 세로토닌에 의해 구체적으로 그리고 분리 적으로 영향을 받는다는 것을 설득력있게 보여주었습니다. 예를 들어, 인간 striatum의 기준 도파민 합성 능력은 도파민 약물 투여의 효과가 기준선 수준에 달려있는 반면 반전 학습 성과를 예측합니다 (Cools 외., 2009). 한편, 원숭이의 전두엽 도파민 고갈은 반전 학습에 영향을 미치지 않는 반면, 세로토닌 고갈은 역방향 기울기를 유의미하게 손상시키고주의 집중 집합 교대를 손상시킨다 (클라크 외., 2007 ;  클라크 외., 2005). 글루타메이트는 역 학습 (reversal learning)과 다른 유형의인지 유연성 (cognitive flexibility)에도 관련되어 왔지만 결과는 모순적이다 (Izquierdo et al., 2017도박 장애에서 일부 연구는 도파민 수치의 변화가보고되었지만 결과에 일관성이 없었습니다 (Boileau 외., 2013 ;  반 홀스트 외., 2017), neurocognitive task와 관련하여 신경 전달 물질 기능에 대해서는 알려진 바가 거의 없다. 지금까지 한 가지 연구 만이 도박 장애가있는 개인에서 도파민 기능과 역전 학습 (DRLT)과의 관계를 직접 조사했습니다. Janssen et al. (2015) 예상대로, 설 프라이드 (D2- 수용체 길항제)의 투여가 건강한 대조군에서 보상 - 대 처벌 손상을 초래한다는 것을 발견했다. 그러나 도박 장애가있는 개인의 경우 설 프라이드는 위약 상태에 비해 성과에 아무런 영향을 미치지 않았습니다. 더욱이, 파일럿 연구에 따르면 글루타메이트 흥분성을 감소시키는 NMDA 수용체 길항제 인 메만 틴 (methantine) 투여가 IED로 측정 한인지 유연성을 향상시키고 도박을 감소시키는 것으로 나타났습니다Grant et al., 2010). 도박 장애에서 강박에 기여하는 신경 화학적 메커니즘을 연구 한 연구가 부족하다는 점을 고려할 때 더 많은 연구가 필요합니다.

4.2. 미래 연구를위한 제한과 권고

이 체계적인 검토와 메타 분석의 핵심 목적은 갬블링 장애에서 신경 심리적 성능 결핍에 대한 증거를 요약하고,이를 강박 행동과 관련 될 수있는 것으로 통합하는 것이었다. 그러나 강박 성은 복잡한 다차원 구조이며,이 리뷰에서 평가되지 않은 다른 이유로 강박적인 행동이 발생할 수 있습니다. 중독의 강박적인 측면에 기여하는 알려진 요인은 불안과 고통 (Koob and Le Moal, 2008); 처음에는 그 행동이 대처 메커니즘으로 작용할 수 있고, 보상에 대한 관용은 발전 할 수 있지만, 행동은 불편 함을 줄이는 방법으로 지속될 수 있습니다. 동기 유발 요인의 영향으로 이러한 행동은 궁극적으로 자동, 무의식적 인 강박 및 통제 상실을 초래할 수 있습니다. 우리는 또한 강박 성과 충동 사이의 관계와 상호 작용, 즉 예지없이 조기에 행동하는 경향을 평가하지 않았습니다. 충동 성은 일반적으로 위험 및 보상 추구와 관련된 다각적 인 특성이며, 강제력은 덜 보상 적이며 해를 회피하는 것과 관련됩니다 (Fineberg 등, 2010). 그러나 두 개념 모두 통제력이 부족한 느낌을 공유하며, 두 가지 개념 모두 '하향식'인지 제어 실패로 인해 발생할 수 있습니다 (Dalley 등, 2011). 두 요인 모두 상호 작용할 수도있다 : 강박 행동은 충동 반응 증가에 기인 할 수있다. 강박 약물 탐색을 예측하는 쥐의 높은 특성 충동에 의해 예시된다 (벨린 (Belin) 등, 2008). 따라서 충동 성은 강제적으로 진화 할 수 있으며 이러한 상호 작용은 향후 연구를위한 흥미 진진한 길입니다.

측정 된 구조물은 일반적으로 형질로 여겨지지만 우울한 증상, 주의력 장애 또는 도박 장애의 결과가 될 수있는 다른 장애로 인한 상태 의존적 장애가있을 수 있습니다. 또한, 강박 자체는 ​​상태에 따라 달라질 수 있으므로 (즉, 질병 상태 또는 병기와 관련됨) 내인성 표지가 될 수없는 불안정한 '움직이는 표적'으로 제안되었습니다Yücel 및 Fontenelle, 2012). 반면에, 강박은 공통적 인 내재 표현형 (endophenotype)이있는 가설 적 특성으로 간주되어왔다.로빈스 (Robbins) 등, 2012). 이러한 문제를 해결하기 위해서는 종단 적 연구가 필요합니다.

강압이 우리의 주요 관심 분야이기 때문에, 우리는 도박 장애에서 다른 비 강박 신경 심리학 적 결손을 평가하지 않았습니다. 그러므로 우리는 도박 장애에서 신경인지 기능의 강박 (비 강박) 측면에 대한 우리의 효과의 특이성에 대해 어떠한 주장도 할 수 없습니다. 더욱이, 강박 성의 이러한 신경인지 과제는 다른 (비) 실행 적인지 과정에 의존한다 : 예를 들어, 색상과 모양 사이의 IED 과제를 이동하는 것은 시각적 처리 (Miyake 등, 2000).

중독과 관련된 병적 인, 강박적인 행동의 '구성 요소'로서의 잠재적으로 결정적인 역할에도 불구하고 (Everitt와 Robbins, 2015), 노름 무질서에있는 습관 배우기를 조사하는 실험적인 학문의 완전한 부족이 있습니다. 따라서, 노름 장애가 이상한 습관 학습으로 특징 지는지 여부는 여전히 열려있는 문제입니다. 습관적 학습과 중독과 관련된 대부분의 연구가 동물 연구에서 나온 것이지만, 최근 여러 연구에서 물질 사용 장애가있는 인간의 습관 형성에 장애가 있다고보고했습니다. 이전의 연구들은 습관 학습에 지나치게 의존성이 있음을 보여주었습니다 (예 : 알코올Sjoerds 등, 2013) 및 코카인 의존성 환자 (Ersche 등, 2016). 목표 지향적 (모델 기반) 통제의 감소는 다양한 '강박 장애'(폭식 장애, 강박 장애 및 약물 사용 장애; Voon 등, 2014); 알코올 의존 (Sebold et al., 2014, 그러나 보아라. Sebold et al., 2017); 건강한 대조군의 대규모 표본에서 강박 행동 및 방해 적 사고를 포함하는 증상 차원이있는 경우 (길란 (Gillan) 등, 2016).

우리의 접근 방식은 강박성의 개념을 조사하고 식별 할 수있는 가능한 수단을 제공합니다 트랜스- 진단 적으로 취약성을 예측하고 행동 및 약리학 적 치료를보다 효과적으로 목표로 도울 수 있습니다 ( 로빈스 (Robbins) 등, 2012). 미래의 연구는 도박 장애와 다른 '강박 장애'를 비교하는 것이 좋습니다. CPT, WCST 및 IED는 적어도 도박 장애가있는 개인의 경우 성과 적자를 찾아내는 데 가장 민감한 것으로 보입니다. 이것을 체계적으로 검토 할 수있는 범위를 넘어선 동안,이 검토에 포함 된 연구 중 일부는 도박 장애를 가진 사람들을 약물 사용 장애 ( 알베인 - 우 리오스 외., 2012; 최 외., 2014; 드 루이 트 외., 2009; 구 드리아 안 외., 2006; 구 드리아 안 외., 2005; 토레스 외., 2013; 베인 외., 2014 ;  베르데 호 가르시아 외., 2015), 행동 중독 ( 최 외., 2014 ;  저우 외., 2016) 또는 강박 장애 (허 (Hur) 등, 2012). 일반적으로이 연구들은 ( 알베인 - 우 리오스 외., 2012; 구 드리아 안 외., 2006; 구 드리아 안 외., 2005; Hur 외., 2012; 베인 외., 2014 ;  저우 외., 2016) 또는 악화 (Choi 등, 2014) 도박 장애가있는 사람보다

도박 장애 내에서 도박꾼은 또한 하위 유형으로 나눌 수 있습니다. 이전의 연구는 여러 가지 방법으로이를 수행했습니다 : 선호하는 도박 활동 (예 : 슬롯 머신 또는 카지노 도박꾼; Goudriaan et al., 2005), comorbidity 또는 성격 특성 (예 : 우울, 감각 추구 또는 충동; Álvarez-Moya et al., 2010), 또는 도박에 대한 동기 부여 (예 : 스트레스 또는 부정적인 감정에 대처하기; Stewart 등, 2008). 인지 유연성과 관련하여, 한 연구에 따르면 카지노 도박꾼은 CPT에 대해 높은 지지율을 보인 반면 슬롯 머신 도박꾼은 (또한 불리한) 보수적 인 접근법을 사용했습니다 (Goudriaan et al., 2005). 미래의 연구는 그러한 아형의 상호 작용과 개별 업무 수행을 조사함으로써 임상 적으로 관련이 있고 차원적인 하위 집단 (정신 질환 내에서 그리고 그 사이)을 식별 할 수있다. 환자 분류 및 성능 결핍의 근원이되는 메커니즘에 대한 이해를 향상시키는 한 가지 방법은 컴퓨터 모델링, 즉 '전산 정신 의학'을 사용하는 것입니다 (후이즈 외., 2016 ;  마이아와 프랭크, 2011). 고전적 접근법을 사용하여 포착 할 수없는 강박 관련인지 기능의 여러 구성 요소를 해부하기 위해 전산 모델을 사용하여 기존 데이터를 분석하는 것이 효과적 일 수 있습니다 (Lesage et al., 2017).

4.3. 결론

이 체계적인 검토 및 메타 분석에서 우리는 도박 장애에서 특히 강박 경향과 관련이 있다고 여겨지는 네 개의 신경인지 영역을 조사했습니다. 이를 위해 우리는 이러한 요소 중 하나를 반영하는 실행 기능을 측정하는 행동 과제를 선택했습니다. 양적 및 양적 결과는 모두 갬블링 장애를 앓고있는 개인이 일반적으로인지 유연성, 정위 이동 및 주의력 편향에서 성과 적자를 나타내지 만 도박 장애에서 학습 습관을 연구하는 연구는 밝혀지지 않았다. 전반적으로, 이러한 연구 결과는 도박 장애가 억압과인지 적 경직성과 같이 강박 관련 신경인지 장애에 의해 특징 지어진다는 생각을 뒷받침합니다. 그러나, 앞서 언급했듯이, 신경 심리학 과제를 강박 성 영역으로 매핑하는 것이 항상 명확한 것은 아니다. 그러므로 강제성의 개념적 정의와 분류를 수정하고 개선하는 것이 필요하며, 이는이 분야의 연구를 진전시키는 데 도움이 될 것이다.

노름 장애 자체를 위해 중요 할 것이 외에,이 발견은 더 넓은 연루가 있을지도 모른다. 약물 투여의 교란 효과없이 물질 사용 장애와 유사한 행동 중독으로서 도박 장애를 관찰함으로써, 이러한 결과는 강박에 대한 감수성이 중독성 행동에 선행한다는 가설을 뒷받침한다 (리먼 (Leeman)과 포 텐자 (Potenza), 2012). 따라서, 그들은 강박 행동과 관련된 실행 기능 장애와 중독에 대한 취약성 사이의 가능한 연결을 제공하고 강박 관련 질환에 대한 내인성 종양을 확립하는데 기여할 수있다 (Gottesman and Gould, 2003).

고객 지원

이 연구는 부분적으로 유럽 연구 재단 (ERAB), [보조금 번호 EA 10 27 "취약한 두뇌 변화 : 알코올 의존의 신경 변조 연구]와 VIDI (NWO-ZonMw) 보조금 [ 91713354 부여 번호]를 AEG에 보냅니다. 이 funders는 종이에 아무 영향도 미치지 않았다.

모든 저자는 비평 적으로 내용을 검토하고 출판을 위해 최종본을 승인했습니다.

관심의 충돌

없음.

감사의 글

우리는 교수에게 매우 감사하고 있습니다. 박사. Wim van den Brink는 그의 소중한 의견을 들어주었습니다. 데이터 요청에 대한 도움을 준 José C. Perales, Kelsie T. Forbush 및 Lieneke K. Janssen에게 감사드립니다. Jente M. Klok과 Nikki M. Spaan이 포함 된 연구의 질 평가를 제공했습니다.