Waarom zijn sommige games verslavend dan andere: de effecten van timing en uitbetaling op doorzettingsvermogen in een slotmachine (2016)

Front Psychol. 2016; 7: 46.

Online gepubliceerd 2016 Feb 2. doi: 10.3389 / fpsyg.2016.00046

PMCID: PMC4735408

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

Auteursinformatie ► Artikel opmerkingen ► Informatie over auteursrecht en licentie ►

Abstract

Het manipuleren van verschillende gedragskenmerken van gokspellen kan mogelijk van invloed zijn op de mate waarin individuen volharden in gokken, en hun overgang naar problematisch gedrag. Dit heeft potentiële gevolgen voor mobiele goktechnologieën en verantwoorde gokinterventies. Twee laboratoriummodellen die relevant zijn voor dit zijn het gedeeltelijke versterkingseinde-effect (PREE) en het proefafstandseffect. Beide kunnen de verwerving en het uitsterven van geconditioneerd gedrag versnellen of vertragen. We rapporteren een experiment dat de snelheid van de wapening en inter trial-interval (ITI) op een gesimuleerde gokautomaat manipuleerde waarbij deelnemers de keuze kregen tussen gokken en overslaan bij elke test, voordat volhardend gokken werd gemeten met extinctie, gevolgd door metingen van de illusie van controle, depressie en impulsiviteit. We veronderstelden dat langere ITI's in combinatie met de lage versterkingspercentages die worden waargenomen bij het gokken, zouden leiden tot meer doorzettingsvermogen. We stelden verder een hypothese op, aangezien timing bekend is als belangrijk in het weergeven van illusoire controle en mogelijk volhardend in gokken, dat eerdere blootstelling aan langere intervallen de illusies van controle zou kunnen beïnvloeden. Een interactie tussen ITI en versterkingssnelheid werd waargenomen, aangezien gamers met een lage versterking met een lange ITI langer gokten. Respondenten vertoonden ook uitsterving en een PREE. Gokkers die werden blootgesteld aan een hogere mate van bekrachtiging, speelden langer in het spel. Impulsiviteit was geassocieerd met verlengd doorzettingsvermogen bij uitsterven, en meer depressieve gokkers in de ITI-groep met hoge versterking hielden langer vol. Prestaties in het onvoorziene oordeel konden de tweede hypothese niet ondersteunen: het enige significante waargenomen contrast was dat deelnemers beter werden gekalibreerd naarmate de taak vorderde.

sleutelwoorden: gokken, impulsiviteit, associatief leren, gedrag, verslavend, versterkingsschema, gokautomaat

Introductie

De opkomst van nieuwe goktechnologieën komt met de zorg dat nieuwe versterkingsschema's het risico op schade aan gokkers kunnen vergroten. Modellen van probleemgokken veronderstellen dat er een aantal veel voorkomende gedrags- en cognitieve processen zijn die de ontwikkeling van verslavend gedrag onderbouwen (Blaszczynski en Nower, 2002; Sharpe, 2002). We rapporteren een experiment waarin de effecten van gedeeltelijke versterking en timing op volhardend gokgedrag worden onderzocht, omdat deze een deel van de overgang naar probleemgokken kunnen ondersteunen. Tekorten bij de verwerking van gedeeltelijke wapening zijn eerder waargenomen bij zware gokkers (Horsley et al., 2012), terwijl het verhogen van inter trial-intervallen (ITI's) de verwerving van geconditioneerd gedrag vergemakkelijkt (Gallistel en Gibbon, 2000). In dit rapport schetsen we een experiment waarin deelnemers speelden op een gesimuleerde gokautomaat waarop winfrequentie en ITI werden gemanipuleerd tussen groepen en doorzettingsvermogen in uitsterven werd gemeten.

Vertraging, proefafstand en ITI's

Het vergroten van het interval tussen gokspellen kan een hulpmiddel zijn bij het aanmoedigen van voortgezet spel en kan een component zijn achter de populariteit van bepaalde spellen. Loterijspellen hebben bijvoorbeeld langere vertragingen tussen gokspelen en zijn vaak de populairste en vaak gespeelde spellen (Wardle et al., 2011). Hoewel dit mogelijk komt omdat loterijen zeer beschikbaar zijn (onder verschillende overwegingen), worden in sommige rechtsgebieden (bijv. Het VK) andere spellen aangeboden naast loten (bijv. Krasloten), en wordt gecontroleerd op beschikbaarheid. Desondanks spelen veel meer mensen de loterij dan vergelijkbare spellen, en vaker. Het waargenomen risico op schade is echter zeer laag, hoewel het onduidelijk is of de 'verslavende werking' van gokken in specifieke spellen ligt (Afifi et al., 2014) of specifieke gedragskenmerken (Griffiths en Auer, 2013). Sommige mobiele videogames maken gebruik van vergelijkbare effecten door vertragingen tussen spelen van gokachtige games in te stellen. In-play weddenschappen, die gekoppeld zijn aan mobiel (Hing et al., 2014) en probleemgokken (Gray et al., 2012; LaPlante et al., 2014), combineert continu en discontinu afspelen. Het begrijpen van de rol van timing en latency op gokgedrag heeft belangrijke gevolgen voor nieuwere vormen van gokken, zoals mobiel gokken (waarbij inzetten op spelen sterk wordt bevorderd), omdat de manier waarop mensen smartphones gebruiken waarschijnlijk de latentie tussen gokspellen verhoogt. In-play verwijst naar weddenschappen gemaakt op een evenement (bijv. Een voetbalwedstrijd) terwijl het evenement zelf plaatsvindt, terwijl bij traditionele weddenschappen de weddenschap voorafgaand aan het evenement plaatsvindt. Griffiths en Auer (2013) betogen in-play gokken kan verslavend zijn omdat het meer continu is. Er blijven echter aanzienlijke discontinuïteiten bestaan, aangezien weddenschappen binnen een evenement beperkt blijven. Echte gegevens over in-play weddenschappen (LaBrie et al., 2007) onthult gemengde bevindingen: hoewel er een duidelijk risico is op gokverslaving, concluderen de bevindingen niet dat dit vanwege het continue karakter ervan beslissend is; in-play gokkers plaatsten minder inzetten en er was weinig verschil in de dagelijkse inzetniveaus. Hoewel in-play gokkers over het algemeen meer geld inzetten, was de mediane inzet lager dan bij traditionele sportweddenschappen en hadden in-play gokkers een lager nettoverlies. Gray et al. (2012) suggereren dat de directheid tussen weddenschap en uitkomst van belang kan zijn bij het aantrekken van risicovolle of impulsieve gokkers voor gokspellen.

De associatieve leerliteratuur geeft aan dat verhoogde latenties tussen versterkingen de verwerving van geconditioneerd gedrag vergemakkelijken (Gallistel en Gibbon, 2000). Gallistel en Gibbon's (2000) timingmodel veronderstelt dat een afname in de verhouding tussen versterkingen en ITI in klassieke en operante conditionering het aantal versterkingen tot acquisitie vermindert. Dit wordt beweerd onafhankelijk te zijn van gedeeltelijke versterking, wat het aantal verhoogt proeven maar niet versterkingen. De literatuur over het 'trial spacing'-effect, voornamelijk bestudeerd in de context van klassieke conditionering (Barela, 1999; Stout et al., 2003; Sunsay et al., 2004; Moody et al., 2006; Sunsay en Bouton, 2008; Miguez et al., 2014), heeft vastgesteld dat verspreide proeven de conditionering vergemakkelijken.

Het is minder duidelijk of grotere latenties bij uitdoving de prestaties beïnvloeden. Gallistel en Gibbon (2000) beweren dat het interval zonder wapening in plaats van niet-versterkende gebeurtenissen de sleutel is, en dat weglating van versterkingen in extinctie niet wordt beïnvloed door gedeeltelijke wapening. Ander onderzoek heeft ITI-effecten op extinctie geïdentificeerd, met een grotere onderdrukking van de respons die wordt waargenomen bij kortere ITI's (Mackintosh, 1974; Moody et al., 2006).

Van timing wordt gedacht dat het een belangrijk onderdeel is van de illusie van controle (Msetfi et al., 2005, 2007; Baker et al., 2010), een cognitieve vertekening die heerst in problematisch gokken (Fortune and Goodie, 2012). Illusies van controle, geoperationaliseerd als een overschatting van de relatie tussen een respons en een uitkomst, kunnen worden geïnduceerd met behulp van een contingency judgment-taak waarbij deze gebeurtenissen geen verband houden, maar de uitkomst komt heel vaak voor. Standaard voorbeelden van deze taak zijn een drukknoptaak die is gekoppeld aan de activering van een licht (Legering en Abramson, 1979), of een medische besluitvormingstaak die de relatie tussen een experimenteel geneesmiddel en patiëntverbetering beoordeelt (Orgaz et al., 2013). De mate waarin niet-depressieve individuen illusies van controle vertonen, wordt beïnvloed door de latency tussen trials: langere ITI's worden geassocieerd met een sterkere illusoire controle bij niet-depressieve personen (Msetfi et al., 2005). Probleemgokkers tonen sterkere illusies van controle in contingentieoordeelparadigma's (Orgaz et al., 2013), hoewel de causale richting van deze relatie onduidelijk blijft: uitgebreide blootstelling aan bepaalde schema's van versterking kan illusies van controle verhogen, of personen die vatbaar zijn voor illusies van controle hebben waarschijnlijker kans op gokproblemen. We hebben een taak opgenomen die is afgeleid van hetzelfde paradigma als Orgaz et al. (2013), aan welke deelnemers werd gevraagd om de taak van de gokautomaat te voltooien. We hebben ook depressie gemeten, omdat depressieve personen meer gekalibreerde beoordelingen lijken te maken in dit paradigma (Legering en Abramson, 1979) met een langere ITI (Msetfi et al., 2005). Een ongeordende stemming is ook geïdentificeerd als een potentieel pad naar problematisch gokken (Blaszczynski en Nower, 2002).

Partial Reinforcement Extinction Effect en Impulsivity

Het gedeeltelijke versterkingseinde-effect (PREE) is een gedragsparadox waarbij zwak versterkt gedrag langer aanhoudt zonder versterking ten opzichte van consistentere optredende versterkers (Mackintosh, 1974; Bouton et al., 2014), zoals tijdens een langere periode van verliezen bij kansspelen (Dickerson, 1979; Fantino et al., 2005; Horsley et al., 2012). Gedeeltelijke versterkingstekorten zijn geïdentificeerd bij hoogfrequent gokkers^¹, die het langer dan recreatieve gokkers duren om deze verenigingen te doven (Horsley et al., 2012), een verandering die kan optreden als gevolg van chronische blootstelling aan schema's van versterking bij kansspelen. Horsley et al. (2012) rapporteren dat hoewel partiële versterking een belangrijke component is bij het gokken, de bewijsbasis schaars is. Niet-blussen is geïdentificeerd als een marker voor probleemgokken (Weatherly et al., 2004). Het niet onmiddellijk doven (bijv. Mislukte pogingen om te stoppen met gokken, gokken meer dan bedoeld) of indirect (bijv. Het achtervolgen van verliezen) komt overeen met indicatoren voor gokstoornis (American Psychiatric Association, 2013) of probleemgokken (Lesieur en Blume, 1987).

Het is niet verrassend dat de PREE in verband is gebracht met gokken, en er is veel aandacht besteed aan het bestuderen hiervan in gokautomaten. Gokautomaten hebben de neiging om een zeer lage mate van wapening te hebben (hoewel dit varieert op computergestuurde machines), en gokkers volharden in het spel ondanks opeenvolgende reeksen van verliezen. Er is een literatuur waarin gokautomaattaken zijn gebruikt om de effecten van gedeeltelijke versterking op operant leren te onderzoeken. Lewis en Duncan (1956, 1957, 1958,b) voerde een reeks experimenten uit met gesimuleerd gokken om theorieën van gedeeltelijke versterking te testen, waarbij werd vastgesteld dat lagere beloningskansen geassocieerd waren met een groter doorzettingsvermogen. Poon en Halpern (1971) gebruikte een vergelijkbaar paradigma om te testen Capaldi's (1966; Capaldi en Martins, 2010) gedeeltelijke versterkingstheorieën door manipulatie van de proefvolgorde in een gokautomaattaak met een klein aantal acquisitieproeven. Kassinove en Schare (2001) manipuleerde grote winsten en bijna-ongevallen in volhardend gedrag in uitsterven in een vergelijkbaar gokautomaatparadigma, waarbij werd vastgesteld dat de dichtheid van bijna-missers invloed had op de mate waarin deelnemers gokken bleven maar geen grote winsten.

Verschillende schema's van versterking kunnen mogelijk van invloed zijn op hoe het gedrag dooft (Madden et al., 2007; Haw, 2008a) Gokken werkt op basis van een schema met willekeurige verhoudingen van de wapening, een subset van het schema met variabele verhoudingen. Minder goed begrepen dan schema's met variabele verhoudingen, is het informatief om te contrasteren hoe willekeurige verhoudingsschema's verschillen van schema's met variabele verhoudingen. De typische verdeling van het aantal proeven totdat een reactie wordt versterkt op basis van een willekeurige verhoudingsschema volgt een L-vormig patroon; het aantal proeven daalt snel na een klein aantal spelen maar duurt eindeloos met een zeer lage waarschijnlijkheid. In tegenstelling tot een variabele-verhoudingschema is het meestal (maar niet noodzakelijkerwijs) het geval dat de waarschijnlijkheid van het aantal te versterken pogingen gelijkmatig wordt verdeeld, en er is een bovengrens voor het aantal pogingen voordat een gedrag wordt versterkt (Haw, 2008a). Studies die deze schema's met elkaar vergelijken, laten geen duidelijke verschillen zien; Hurlburt et al. (1980) geen verschil gevonden tussen variabele en willekeurige verhoudingsschema's bij gokken, hoewel tekortkomingen in dit onderzoek zijn vastgesteld (Haw, 2008b). Crossman et al. (1987) vond geen verschil tussen drie verhoudingsversterkingsschema's (variabel, vast en willekeurig) bij dieren. Recente studies hebben gesuggereerd dat schema's met willekeurige verhoudingen meer vasthoudend gedrag vertonen in vergelijking met schema's met vaste verhoudingen, met name wanneer het aantal proeven voor wapening erg groot is (Madden et al., 2007).

De gokautomaattaak die we in dit rapport schetsen, was zo ontworpen dat deelnemers werden gevraagd om het geld te riskeren dat ze tijdens het experiment hadden gewonnen, maar de hoeveelheid gewonnen geld zou geleidelijk toenemen. De omstandigheden van geringe versterking probeerden een situatie te creëren die vergelijkbaar was met gokken met echt geld. Eén kritiek op veel gokautomaatexperimenten was dat deze studies de neiging hadden om een hoge mate van wapening te gebruiken ten opzichte van echte gokautomaten (Kassinove en Schare, 2001; Harrigan, 2007). Een mechanische gokkast met drie rollen heeft een winstkans van 9%, maar dit varieert op computergestuurde machines (Harrigan en Dixon, 2009). In gokonderzoek (bijv. MacLin et al., 2007; Dixon et al., 2011) hogere extensiesnelheden (20%) zijn gebruikt in extinctieparadigma's. We besloten om een versterkingssnelheid van 30% te gebruiken, werkend op een schema met willekeurige verhoudingen van wapening vergelijkbaar met echte gokautomaten.

Zelfgerapporteerde impulsiviteit werd gemeten impulsiviteit voorspelt volhardend gokken in het gezicht van toenemende verliezen, en is een weg naar problematisch gokken. Breen en Zuckerman (1999) ontdekte dat de 'achtervolging' verliezen van impulsieve gokkers langer duurden in een gokspel waarbij de win-kans afnam naarmate het experiment voortduurde. Impulsiviteit is geïdentificeerd als risicofactor voor probleemgokken, probleemgokkers (MacLaren et al., 2011; Kräplin et al., 2014) vertonen een hogere zelfgerapporteerde impulsiviteit.

Om te testen of deze gedragseffecten aanzetten tot volhardend gokken, voerden we een tweedelig experiment uit waarbij de ITI en de mate van wapening werden gemanipuleerd. Deelnemers werden toegewezen aan een van de vier groepen en blootgesteld aan een hoge of lage graad van versterking en een lange of korte ITI tussen gokspellen. Verenigingen waren gedoofd nadat een bepaald bedrag was gewonnen. Deelnemers voltooiden vervolgens een noodevaltaak waarbij zij de werkzaamheid van een experimenteel geneesmiddel beoordeelden. De literatuur over gedeeltelijke wapening voorspelt dat personen die worden blootgesteld aan een lagere mate van wapening langer zullen volharden. Op proef gebaseerde verslagen van uitsterven voorspellen dat massale uitstervingsonderzoeken sneller zouden moeten reageren en niet op een op timing gebaseerd account, waar er geen verschil zou moeten zijn. Impulsieve gokkers moeten ook bij uitsterven langer volharden, op basis van eerdere experimenten waarbij wordt gekeken naar doorzettingsvermogen bij het achtervolgen van verliezen.

Materialen en methoden

Design

Het experiment was een 2 × 2 tussen factoren-factorenontwerp, de versterkingssnelheid en ITI waren de gemanipuleerde factoren. De wapeningssnelheden waren 0.7 en 0.3. ITI's waren ofwel lang (10 s) of kort (3 s).

Bij elke proef kregen de deelnemers de keuze om te gokken of niet. Het aantal proeven waarin deelnemers besloten te gokken was de afhankelijke variabele. De uitkomst van de gok en de hoeveelheid geld die deelnemers hadden gewonnen, werd ook geregistreerd. De uitdovingsfase werd voor analyse onderverdeeld in blokken 10-proeven. Deelnemers kregen ook een taak voor onvoorziene beoordeling. In het contingency-oordeel waren de taakmetingen van het aantal onderzoeken waarin het medicijn werd toegediend en het contingency-oordeel van de deelnemers. Impulsiviteit en depressie werden gemeten met behulp van de Barratt Impulsiveness Scale (BIS-11; Patton et al., 1995) en Beck Depression Inventory (BDI; Beck et al., 1961). De BIS-11 is een 30-artikelmaatstaf die drie hogere ordefactoren van aandachts-, niet-planning- en motorimpulsiviteit meet (Patton et al., 1995). De BDI is een 24-artikelmaatstaf die meerdere niveaus van depressiezwaarte meet, depressie van angst discrimineert en een sterke interne consistentie heeft (Beck et al., 1988). Geen verdere metingen van individueel verschil of gedrag werden apart genomen van de hierin vermelde.

Deelnemers

Een totaal van 122-deelnemers werd gerekruteerd uit de universiteit van Nottingham om deel te nemen aan deze studie (gemiddelde leeftijd = 22.63, SD = 3.96, geslacht - 69-vrouwen en 53-mannetjes)^². Deze studie werd uitgevoerd in overeenstemming met, en met ethische goedkeuring door de University of Nottingham School of Psychology Ethics Review Committee. Alle deelnemers hebben vóór het begin van het experiment schriftelijke toestemming gegeven.

Er was geen bewijs van verschillen in eigenschap tussen de groepen. Een one-way Analysis of Variance (ANOVA) werd uitgevoerd op beide vragenlijsten en de ANOVA's voor de BIS [F(4,166) = 1.543, p = 0.192] en de BDI [F(4,166) = 0.662, p = 0.619] waren niet significant.

Procedure

Deelnemers werden willekeurig toegewezen aan een van de vier voorwaarden. Voor het eerste deel van het experiment werden de deelnemers gevraagd deel te nemen aan een PREE-paradigma in de context van een gesimuleerde gokautomaat (Figuur Figure11). Deelnemers kregen te horen hoe de gokautomaat werkte en hoe groot de uitbetaling was voor elk type uitkomst. De gesimuleerde gokautomaat was een eenvoudige gokautomaat met één lijn en drie haspels. Deelnemers wonnen geld als de pictogrammen op drie spoelen overeenkwamen. Er waren vijf verschillende pictogrammen (citroen, kers, peer, sinaasappel en lucky seven), met winnende waarden van 10, 15, 20, 25 en 30p. De waarschijnlijkheid dat elke winnende uitkomst hetzelfde was, was dus het gemiddelde winnende resultaat 20p ($ 0.35).

FIGUUR 1

Schermafbeelding van deelnemers aan de gokautomaatweergave tijdens de gedeeltelijke versterkingstaak.

Voor elke proef kregen deelnemers de keuze tussen gokken en overslaan. De knoppen waren gemarkeerd zodat de deelnemers zich bewust waren van de twee keuzes die ze hadden. Ongeacht of ze ervoor kozen om te gokken of niet, de afbeeldingen op de drie rollen op het scherm verversen elke 500-ms om het uiterlijk van beweging te geven. Bij 1500, 3000 en 4500 ms stopte een van de rollen (van links naar rechts) met haspelen. Als de rollen overeenkwamen en de deelnemer gokte, kregen de deelnemers geld dat correspondeert met de waarde van de pictogrammen op de rol. Als de rollen niet overeenkwamen, verloren ze de inzet die ze hadden gemaakt, die was vastgesteld op 3p (£ 0.03, gelijk aan ongeveer US $ 0.05). Winsten en verliezen gingen gepaard met visuele en auditieve feedback die verschillend was voor elke uitkomst. Deze geluiden waren anders als de deelnemers de gok overslaan. Gedurende de taak werden de deelnemers geïnformeerd over hun huidige balans. Tussen elke proef bleven de knoppen op het scherm rood, wat betekent dat de deelnemers niet opnieuw konden gokken. De ITI voor de korte ITI-conditie was 3000 ms en 10000 ms voor de lange ITI-conditie.

Deelnemers werden gepresenteerd met 10-oefenproeven voordat het spel begon met het crediteren of aftrekken van geld van de speler. Deelnemers werden geïnformeerd wanneer de oefenexperimenten waren geëindigd. Nadat de experimentele proeven waren begonnen, speelden de deelnemers tot ze het criterium hadden bereikt, en hadden vastgesteld dat ze meer dan £ 10.00 (US $ 15.40) in de bank hadden gewonnen. Nadat de deelnemers het criterium hadden bereikt, werden ze blootgesteld aan 50-processen van uitsterven, waarbij het niet mogelijk was om geld van de gokautomaat te winnen en vervolgens werd de taak automatisch beëindigd. Uitsterven werd gemeten door de onderdrukking van hun gokgedrag; deelnemers waren aan het einde van het experiment niet op de hoogte van de uitdovingsfase. De oefenproeven hadden winnende proeven (die niet uitbetaalden), en de uitstervingsfase had geen winsten of geld. De oefen- en extinctiefasen waren identiek in elke conditie, bar waar de verschillende ITI's deelnemers aan werden blootgesteld.

Na het voltooien van het PREE-paradigma, werd de deelnemers gevraagd om een reeks contingencyoordelen te maken over de effectiviteit van een fictief experimenteel geneesmiddel gerelateerd aan het herstel van de patiënt. Het contingentie-oordeelparadigma werd aangepast vanuit een eerder gepubliceerd onderzoek (Orgaz et al., 2013). In dit paradigma kregen deelnemers informatie over een fictief medicijn dat was ontworpen om een fictieve, infectieuze huidziekte te genezen die bij een uitbraak / crisis onplezierige gevolgen had. Deelnemers kregen de mogelijkheid om te kiezen tussen het toedienen van het medicijn en het niet toedienen van het medicijn, en zij kregen direct daarna feedback over het resultaat (of de situatie van de patiënt verbeterd was of niet). Het paradigma was bedoeld om illusies van controle op te wekken door het hebben van een hoge uitkomstdichtheid - de basisratio van de gewenste uitkomst (patiënt hersteld) was hoog (0.8) en was volledig onafhankelijk van de beslissing van de gebruiker. Nadat ze een beslissing hadden genomen, werden de deelnemers op de hoogte gebracht van de uitkomst van de keuze en er was een kleine pauze (3500 ms) voordat ze de beslissing opnieuw gepresenteerd kregen.

Na elke reeks 10-onderzoeken werd de deelnemers gevraagd om de effectiviteit van het medicijn te beoordelen. Deelnemers werd gevraagd om de effectiviteit van het medicijn te beoordelen op een schaal van 0 tot 100. Dit werd weergegeven door een gearceerde balk in het midden van het scherm waarop ze feedback kregen over het aantal dat ze hadden gekozen, bepaald door hoe ver ze op de balk klikten waarop ze klikten. Deelnemers konden herhalen door op de schuifregelaar te klikken totdat ze tevreden waren met hun keuze en werden gevraagd om hun keuze te bevestigen met een afzonderlijke knop.

Analytische aanpak

Om de duur van de extinctie voor elke groep te bepalen, werd het aandeel van de gemaakte gokken gemiddeld over vijf blokken 10-proeven. Gegevensanalyse ging in twee fasen. Ten eerste werden factoriële ANOVA's uitgevoerd op de extinctie- en contingentiebeoordelingsgegevens, met een 5 (blok) x XUMUM (ITI) x 2 (snelheid van versterking) gemengd ontwerp ANOVA uitgevoerd. Een 2 × 10 × 2 gemengde ontwerp-ANOVA werd uitgevoerd op de 2-contingentieoordelen die deelnemers hadden gemaakt. Om de effecten van individuele verschillen op gokgedrag en doorzettingsgedrag te testen, werd een reeks poisson-regressiemodellen geschat op het aantal deelnemers aan de proeverij dat gokt tijdens acquisitie en extinctie. Dit werd in drie stappen uitgevoerd. Eerst werd een eerste model geconstrueerd waarbij geen covariaten in het model werden ingevoerd. Vervolgens werd een tweede regressiemodel geconstrueerd waarin ITI, versterkingssnelheid, BIS-scores, BDI-scores en een interactieterm tussen ITI en versterkingssnelheid werden opgenomen. ITI en wapeningssnelheid waren dummy gecodeerd (hoog ROR = 10, laag = 1; kort ITI = 0, lang = 1) en BIS / BDI-scores zijn herschaald met een gemiddelde van 0. Dit werd vergeleken met een nulmodel met behulp van een likelihood ratio test (LRT). LRT's worden meestal gebruikt in latente variabele modellering om te vergelijken tussen twee geneste modellen, bijvoorbeeld in latente klasse-analyse (Collins en Lanza, 2010), of tussen de fit van twee regressiemodellen, zoals in dit geval. Dit werd vervolgens vergeleken met een volledig model waarin interactievoorwaarden werden gemodelleerd over elke covariabele.

Op dit punt werden de gegevens getest om te onderzoeken of de gegevens in een poissonverdeling pasten. Cruciaal is dat poissonregressie veronderstelt dat het voorwaardelijke gemiddelde en de variantie gelijk zijn. Hoewel afwijkingen van deze aanname weinig effect hebben op de algehele regressiecoëfficiënten, is overdispersie (de variantie is groter dan het gemiddelde) substantieel, dit heeft de neiging om standaardfouten te onderdrukken, waardoor het risico van vals positieve bevindingen toeneemt. Hoewel robuuste standaardfouten kunnen worden gebruikt om deze aan te passen (Cameron en Trivedi, 2009), een alternatief is om een negatief binomiaal regressiemodel te schatten, dat een extra parameter bevat om overdispersie te modelleren. Voor de acquisitiegegevens is deze aanpak gekozen. Voor de extinctiegegevens was, hoewel de gegevens waren overgedispergeerd, het verspreidingsniveau aanzienlijk lager en werden dus robuuste standaardfouten toegepast op het regressiemodel.

Een aantal uitschieters werd gevonden in de lage mate van gegevens over wapening-extinctie. Een onderzoek van de gegevens wees uit dat een aantal gokkers in de lage bekrachtiging, lange ITI-conditie het gokken stopzetten met minder dan twee gokjes naar de extinctie die zich voordeden en dat dit buitenliggende gegevenspunten waren. Deze deelnemers (n = 3) meldde in de debriefing dat ze £ 10 als saillant behandelden, of stopten onmiddellijk nadat ze £ 10 hadden gewonnen of stopten om boven £ 10 te blijven, onafhankelijk van eventuele onvoorziene omstandigheden. Deze deelnemers werden uitgesloten van verdere analyse.

Resultaten

Gokgedrag

Om het effect van gedrags- en kenmerkvariabelen op acquisitie gedrag te bestuderen, werd een offset negatief binomiaal regressiemodel gebruikt om de differentiële effecten van blootstelling te controleren, waarbij dezelfde variabelen werden gebruikt voor de beperkte en volledige factoriële modellen als de extinctiegegevens. Hieruit bleek dat het beperkte model (tafel Table11) was een betere fit dan het nulmodel (G² = 22.74, p <0.001), maar dat een volledig factorieel model niet beter paste dan het beperkte model (G² = 6.359, p = 0.784). Dit onthulde dat deelnemers die werden blootgesteld aan een hogere mate van versterking vaker bij de aanschaf gokten.

Offset negatief binomiaal regressiemodel van acquisitiedata.

PREE-taak

De ANOVA uitgevoerd op de extinctie-gegevens onthulde de belangrijkste effecten van blok, F(2.541,292.187) = 131.095, p <0.001, η2p = 0.533, waarbij het lineaire contrast significant was, F(1,115) = 229.457, p <0.001, η2p = 0.666 en de snelheid van wapening, F(1,115) = 82.912, p <0.001, η2p = 0.419, maar geen hoofdeffect van ITI, F(1,115) = 1.455, p = 0.23. Er was een interactie tussen blok en snelheid van versterking, F(2.541,292.187) = 22.801, p <0.001, η2p = 0.165, en een verdere interactie tussen de versterkingssnelheid en ITI, F(1,115) = 6.317, p = 0.0133, η2p = 0.052. Er was geen interactie tussen blok en ITI, F(2.541,292.187) = 1.124, p = 0.334, of een interactie in drie richtingen, F(2.541,292.187) <1. Het hoofdeffect van blok gaf aan dat de reacties afnamen naarmate het bloknummer toenam (dat wil zeggen dat deelnemers gedoofd). Dit had een wisselwerking met de mate van wapening, aangezien deelnemers die werden blootgesteld aan een hogere mate van wapening sneller doven, wat de aanwezigheid van een PREE suggereert. Het belangrijkste effect van de versterkingssnelheid duidde op dezelfde bevinding. De mate van versterking en ITI-interactie gaven aan dat wanneer er een lage mate van versterking was met een lange ITI, deelnemers langer gokten met uitsterven (Figuur Figure22). Het blok en de snelheid van wapeningseffecten en de interactie tussen blok en wapeningssnelheid waren allemaal groot (η2p > 0.12), terwijl de interactie tussen versterkingssnelheid en ITI-interactie een klein tot gemiddeld effect was.

FIGUUR 2

Perceel van extinctiegegevens voor alle groepen, in blokken van 10-proeven.

Individuele verschillen

Om de rol van individuele verschillen in volhoudend gokken te testen, werd een poissonregressieprocedure gebruikt op het aantal gokjes bij uitsterven. De LRT gaf aan dat het initiële beperkte model een betere fit van de gegevens was in vergelijking met het nulmodel (G² = 581.15, p <0.001). Het beperkte regressiemodel (tafel Table22) gaven aan dat lagere percentages van versterking en langere voorspelde langere ITI's langer doorzettingsvermogen zijn. Deze termen interageerden op dezelfde manier als de factoriële ANOVA. Vervolgens werd een ander regressiemodel met interactietermen tussen de verschillende covariaten uitgevoerd (tafel Table33) met dezelfde variabelen als de regressie in tafel Table11. Een LRT die de beperkte en volledige factoriële regressiemodellen met elkaar vergelijkt, gaf aan dat het volledige faculteitsmodel een betere fit van de gegevens was (G² = 66.44, p <0.001). Dit onthulde dezelfde significante effecten als voorheen, maar ook dat een hogere zelfgerapporteerde impulsiviteit langer volhoudend gokken voorspelde. Er was een trend die suggereerde dat dit in wisselwerking stond met de mate van bekrachtiging, waarbij minder impulsieve individuen minder leken te volharden in omstandigheden met weinig bekrachtiging. Scores op de twee psychometrische metingen werkten samen, en er was een drieweginteractie tussen ITI, snelheid van bekrachtiging en BDI, met meer depressieve individuen in de hoge mate van bekrachtiging, korte ITI-groep die langer gokt met uitsterven (Figuur Figure33).

Beperkt poisson-regressiemodel van extinctiegegevens met robuuste standaardfouten.

Volledig poisson-regressiemodel van extinctiegegevens met robuuste standaardfouten.

FIGUUR 3

Boxplot van depressiestatus en aandeel van gokjes met uitsterven voor elk van de vier aandoeningen.

Contingentie beoordeling taak

Analyse van de gegevens van het onvoorziene oordeel onthulde dat een significant hoofdeffect van blok, F(6.526,737.416) = 3.735, p = 0.001, η2p = 0.032. Het belangrijkste effect van blok omvatte ook een significant lineair contrast, F(1,113) = 10.312, p = 0.002, η2p = 0.084, waarmee wordt aangegeven dat deelnemers beter zijn gekalibreerd, omdat zij vervolgens oordelen vellen over de werkzaamheid van het geneesmiddel (Figuur Figure44). Belangrijkste effecten van ITI, F(1,113) <1, en mate van versterking, F(1,113) <1, werden niet waargenomen. Interacties tussen block en ITI, F(6.526, 737.415) <1, blok en snelheid van wapening, F(6.526,737.415) <1, en ITI en mate van versterking, F(1,113) = 1.109, p = 0.295, waren niet significant. Een drieweg-interactie tussen blok, snelheid van wapening, F(6.526,737.416) = 1.048, p = 0.399, was ook niet significant.

FIGUUR 4

Perceel van gemiddelde contingentieoordelen voor de 10-beoordelingen die deelnemers hebben gemaakt.

Discussie

De resultaten van dit experiment laten zien hoe verschillende schema's van versterking het gedrag beïnvloeden tijdens een gesimuleerde goktaak en kunnen uitgebreid gokken veroorzaken in het licht van aanhoudende verliezen. Dit verlengt ook de bevindingen van een aantal gedragsparadigma's die doorzettingsvermogen meten tot situaties waarin deelnemers wordt gevraagd een specifieke voorkeur te noemen. Zowel de mate van versterking als de ITI speelden een rol bij het beïnvloeden van hoe lang deelnemers gokten voor het moment dat associaties werden gedoofd en deze interacteerden. Er waren aanwijzingen dat individuele verschillen het gedrag onder deze omstandigheden beïnvloedden, waarbij meer impulsieve individuen langer met uitsterven gokken. In termen van versterkingssnelheid weerspiegelen de bevindingen van deze studie een uitgebreide literatuur die herhaaldelijk heeft vastgesteld dat een slankere wapeningstabel geassocieerd is met een grotere volharding in extinctie. De bevindingen met betrekking tot ITI (en de interactieterm) zijn in het verleden voorspeld en een aantal onderzoeken hebben vastgesteld dat proefafstandseffecten uitsterven bij dieren, maar voor zover ons bekend is het menselijk onderzoek over dit onderwerp zeer beperkt. Dit laat ook zien hoe de effecten van timing op volhardend gokken potentiële implicaties hebben voor gokpraktijken, vooral wanneer nieuwere goktechnologieën de latentie tussen gokspelen waarschijnlijk zullen veranderen. De impulsiviteit gerelateerde bevindingen spreken een literatuur die eerder heeft gesuggereerd dat impulsieve individuen langer volhouden als de hoeveelheid geld verloren gaat. Dit bevordert onderzoek dat het belang van gedragsprocessen op gokgedrag benadrukt, en heeft implicaties voor gokspellen en -technologieën, met name die welke intermitterende spelpatronen aanmoedigen.

Onze bevindingen weerspiegelen in grote lijnen een aantal studies waarin simulaties van gokautomaten werden gebruikt om gedeeltelijke wapening te testen (Lewis en Duncan, 1956, 1957, 1958,b; Poon en Halpern, 1971). We hebben extinctie enigszins anders gemeten dan eerdere onderzoeken, waarbij deelnemers werd gevraagd te kiezen of ze wilden doorgaan of niet, in plaats van wanneer ze wegliepen van de machine. Soortgelijke effecten zijn eerder waargenomen bij het vragen aan mensen om te kiezen tussen een van de twee machines (Dymond et al., 2012). Het is belangrijk op te merken dat is betwist of gokkers in staat zijn onderscheid te maken tussen machines met verschillende wapeningssnelheden, gemeten in termen van voorkeur (bijvoorbeeld de tijd die aan de machine wordt besteed) tussen twee of meer gesimuleerde gokautomaten (Weatherly et al., 2004; Haw, 2008b; Dixon et al., 2013; Coates en Blaszczynski, 2014). We ontdekten dat hoge wapeningssnelheden gepaard gingen met een hoger niveau van betrokkenheid op een gesimuleerde machine. Dit komt grotendeels overeen met de literatuur, waaruit is gebleken dat er verschillen naar voren komen, maar alleen wanneer er een voldoende grote kloof in de wapening is. Deze resultaten breiden deze uit tot wanneer verschillende groepen worden blootgesteld aan verschillende machines.

Beide groepen met lage versterking vertoonden extensief volhardend gokken. Dit voortdurende gokken is mogelijk een gedragsmarkering van het achtervolgen van verliezen. Het achtervolgen van verliezen is vaak het eerste criterium van wanordelijk gokken (Orford et al., 2010; Miller et al., 2013), en in modellen van probleemgokken wordt getheoretiseerd als een kantelmoment voor probleemgokken. Het uitstervingsparadigma analyseert de voortzetting van sessies binnen de sessie, een fenomeen waarvan wordt gedacht dat het zeer nauw verwant is met het achtervolgen van verliezen bij problematisch gokken (Breen en Zuckerman, 1999). Gedeeltelijke versterking is eerder voorgesteld als een alternatieve verklaring voor het fenomeen verliesverlies (Dickerson, 1984), met name voor de voortzetting van gokken. Andere verklaringen voor het verliezen van achtervolging hebben de neiging om de denkfout van de gokkers op te roepen (Campbell-Meiklejohn et al., 2008). De resultaten van dit onderzoek bieden ondersteuning voor de rol van gedeeltelijke versterking bij het achtervolgen van verliezen, hoewel beperkt tot de volhardende aspecten van jagen. Verder onderzoek zou moeten worden uitgevoerd op de grootte van de weddenschap om dit te verifiëren. Opgemerkt moet echter worden dat in termen van klinische criteria (bijvoorbeeld voor Gambling Disorder in de DSM) er meer nadruk ligt op doorzettingsvermogen. Evenzo vonden we dat impulsieve individuen langer met uitsterven gokten, een bevinding die eerder in de literatuur is waargenomen (Breen en Zuckerman, 1999), en geïnterpreteerd als een demonstratie dat impulsieve individuen langer op verliezen jagen.

Gezien ITI, terwijl we ontdekten dat individuen langer bleven met uitsterven met een langere ITI, verschilde hun gokgedrag niet systematisch in aanschaf. De uitdovingsbevinding lijkt enigszins meer consistent te zijn met een op proef gebaseerd verslag van de PREE (Mackintosh, 1974), hoewel we niet rechtstreeks tussen de twee accounts hebben getest. Deze bevinding staat enigszins in contrast met studies die hebben aangetoond dat kortere latencies geassocieerd zijn met grotere betrokkenheid (Linnet et al., 2010) en grotere risicovoorkeuren (Hayden en Platt, 2007). We vonden niet dat individuen de voorkeur gaven aan de langere ITI-machines, maar ze gokten langer op hen wanneer ze gedwongen werden een keuze te maken. Een belangrijke kwalificatie is dat de ontwikkeling van gokautomaten aangeeft dat machines de neiging hebben te versnellen in plaats van te vertragen. Echter, de manier waarop individuen omgaan met apparaten die kunnen worden gebruikt voor gokken, zoals smartphones, heeft de neiging de latentie te vergroten, en wordt af en toe gebruikt in mobiele videospellen voor een soortgelijk doel; spelers krijgen de mogelijkheid om met grote tussenpozen (bijvoorbeeld één keer per dag) te gokken voor een waardevolle game en kunnen opnieuw spelen voor echt geld. Eenzelfde zorg is dat sommige interventies gericht op het verminderen van de schade veroorzaakt door gokken, tussenbeide komen door pauzes in een goksessie te forceren. Hoewel dit van invloed is op de timing tussen sessies in plaats van op trials, geven associatieve accounts van timing een vergelijkbaar resultaat. De bevindingen van deze studie impliceren dat er voorzichtigheid geboden is met deze interventies. Bovendien is deze bezorgdheid niet zonder empirische ondersteuning, omdat een recent onderzoek heeft aangetoond dat het dwingen van pauzes zonder inhoud op te nemen in de houding of het gedrag van doelgokkers, de motivatie van individuen om gokken te blijven verhoogt (Blaszczynski et al., 2015). Hoewel deze studie deze bevindingen in de context van gedragsafronding verklaart, kan een associatieve interpretatie die nauw aansluit bij de huidige bevindingen worden gepostuleerd.

Het belangrijkste effect van blok (en een significant lineair contrast) toonde aan dat het gokgedrag van de deelnemers werd onderdrukt toen het uitsterven plaatsvond, en dat uitsterven langer voortduurde, dat de deelnemers bleven verliezen. Een hoofdeffect van wapeningssnelheid werd gevonden. Dit is het klassieke PREE-effect dat sindsdien in veel studies is waargenomen Humphreys (1939). Deze twee hoofdeffecten kwamen ook met elkaar in verband; Dit is gedragsmatig een herformulering van de PREE, omdat de snelheid waarmee de deelnemers blusten sneller was met een hoge mate van wapening.

Een interactie tussen de snelheid van versterking en ITI werd ook waargenomen. De analyses suggereren sterk dat deze interactie werd aangedreven door de lage versterking, lange ITI-groep, die een weerstand tegen uitsterven leken te vertonen in de eerste twee blokken (hoewel er geen interactie met blok werd waargenomen). Moody et al. (2006) vond een vergelijkbaar patroon van resultaten die ITI manipuleerden in een gedeeltelijk versterkingsparadigma, zij het met veel grotere verschillen tussen de onderzoeken. Deze bevinding lijkt ook consistent te zijn met Mackintosh's (1974) beoordeling van extinctie. Deze bevinding is vooral interessant in de context van nieuwere goktechnologieën, zoals gokken op smartphones, waarbij grotere verschillen tussen gokspellen worden verwacht vanwege de manier waarop deze apparaten worden gebruikt. The Pathways Model (Blaszczynski en Nower, 2002), een goed ondersteund model van gokverslaving, voorspelt dat er drie paden zijn naar probleemgokken met gemeenschappelijke associatieve leer- en cognitieve grondslagen, en in het bijzonder dat er een 'gedragsgeconditioneerd pad' is dat puur hierdoor wordt gedreven, in vergelijking met andere die benadrukken emotionele kwetsbaarheden en antisociale / impulsieve eigenschappen.

Het enige verschil dat werd waargenomen in de contingency judgment-taak was een hoofdeffect van blok: de beoordelingen van deelnemers werden beter gekalibreerd naarmate de taak vorderde. Het lineaire contrast hierop was ook significant, wat de richting van de bevinding bevestigde. Deelnemers toonden een illusie van controle, omdat beslissingen over onvoorziene omstandigheden aanzienlijk groter waren dan de relatie tussen respons en resultaat. Er waren geen effecten van ITI en versterkingssnelheid. Gezien de onduidelijke causale mechanismen die ten grondslag liggen aan illusies van controle (Orgaz et al., 2013), kan het zijn dat een gedragsverwerkingsdeficit een risicofactor is voor kansspel. Het zou daarom interessant zijn om te onderzoeken of de uitvoering van deze taak, voorafgaand aan een goktaak, vervolgens het gokgedrag voorspelt.

We ontdekten dat depressieve mensen langer gokten in de sterk versterkte, korte ITI-groep. Depressieve personen geven vaak de voorkeur aan snelle, willekeurige spellen (bijvoorbeeld gokautomaten) die negatieve bekrachtiging uit een slecht humeur voortbrengen (Blaszczynski en Nower, 2002). Probleemgoktheorieën benadrukken het belang van negatieve bekrachtiging bij mensen die traumatische gebeurtenissen in het leven of een ongeordende gemoedstoestand ervaren; negatieve versterking wordt sterk verondersteld een belangrijk onderdeel te zijn in afhankelijkheidsgerelateerd gedrag. Met betrekking tot ITI, is resistentie tegen verwachtingsveranderingen waargenomen bij depressieve personen en personen (Abramson et al., 1978), in combinatie met veranderingen in het leren van depressie als gevolg van ITI die is gebruikt om het effect van depressief realisme te verklaren, kan deze bevinding verklaren. In het bijzonder identificeerden de ITI en illusie van controleliteratuur dat in positieve contingenties verhogingen van ITI geen invloed hadden op het onvoorziene oordeel, maar bij depressieve individuen werden deze op dezelfde manier geremd als niet-contingente associaties (Msetfi et al., 2005, 2007; Baker et al., 2010). Aangezien deze onderzoekslijn sterk suggereert dat ITI's van invloed zijn op verschillend gedrag bij depressieve mensen, kan het zijn dat het verhogen van ITI hetzelfde effect heeft op verwachtingsveranderingen als op onvoorspelbare beslissingen, wat deze bevindingen zou kunnen verklaren. Dit is echter speculatief en zou nader onderzoek vereisen om te onderzoeken.

Deze studie benadrukt hoe verschillende schema's van versterking het gokgedrag beïnvloeden. Deelnemers die aan een lagere wapeningsgraad worden blootgesteld, zijn langer volgehouden. Dit had te maken met ITI, omdat deelnemers die werden blootgesteld aan een langere ITI en een lage mate van versterking langer met uitsterven gokten. Deelnemers met hogere zelfgerapporteerde impulsiviteit gokten langer met uitsterven. De resultaten tonen aan dat het manipuleren van gedragskenmerken in een gesimuleerd gokspel langer volhardend gokken kan produceren.

Bijdragen van auteurs

Alle genoemde auteurs hebben een substantiële, directe en intellectuele bijdrage geleverd aan het werk en hebben het goedgekeurd voor publicatie. Richard James was verantwoordelijk voor het verzamelen en analyseren van gegevens. Dit werk maakt deel uit van zijn promotieonderzoek.

Belangenconflict verklaring

De auteurs verklaren dat het onderzoek is uitgevoerd in afwezigheid van commerciële of financiële relaties die kunnen worden beschouwd als een potentieel belangenconflict.

Funding. Dit onderzoek in dit rapport werd gefinancierd door de Economische en Sociale Onderzoeksraad (ES / J500100 / 1) en de Onderzoeksraad voor Engineering en Physical Sciences (EP / GO37574 / 1).

¹Deze studie meldt dat hun steekproef van hoogfrequent gokkers (n = 19) bevatte slechts drie pathologische gokkers en het gemiddelde aantal goedgekeurde Pathologische Gambling-criteria van DSM-IV was 2.3, wat aangeeft dat dit een verschil is in lage tot gematigde niveaus van problematisch gokken.

²Een aantal deelnemers over verschillende voorwaarden stopte (n = 18). Deelnemers die zich terugtrokken, werden opnieuw gesampled. Alle deelnemers die afhaakten voltooide metingen van depressie en impulsiviteit. De meerderheid van deze drop-outs (82%) was in de lage graad van versterking, hoge ITI-conditie. Niet-parametrische tests werden uitgevoerd om te testen of de deelnemers die afhaakten in enig opzicht verschilden van andere deelnemers uit dezelfde toestand. Er werden geen significante verschillen waargenomen in de scores van impulsiviteit of depressie, noch de snelheid waarmee ze gokten voordat ze uitvielen (de getekende rangtest van Wilcoxon, p > 0.05). Alle deelnemers werden geïnformeerd na terugtrekking uit het experiment. Deelnemers die afhaakten, meldden dat ze zich uit het experiment terugtrokken omdat de duur van de studie in strijd was met andere bezigheden (bijv. Lezingen).

Referenties

Abramson LY, Garber J., Edwards NB, Seligman ME (1978). Verwachtingsveranderingen bij depressie en schizofrenie. J. Abnorm. Psychol. 87 102. [PubMed]
Afifi TO, LaPlante DA, Taillieu TL, Dowd D., Shaffer HJ (2014). Gokbetrokkenheid: rekening houdend met de speelfrequentie en de modererende effecten van geslacht en leeftijd. Int. J. Mental Health Addict. 12 283–294. 10.1007/s11469-013-9452-3 [Kruis Ref]
Alloy LB, Abramson LY (1979). Oordeel van onvoorziene omstandigheden bij depressieve en niet-onderdrukte studenten: dader maar wijzer? J. Exp. Psychol. Gen. 108 441. [PubMed]
American Psychiatric Association (2013). Diagnostisch en statistisch handboek voor psychische stoornissen, (DSM-5^®). Washington, DC: American Psychiatric Publishing.
Baker A., Msetfi RM, Hanley N., Murphy R. (2010). "Depressief realisme? helaas niet wijzer, "in Klinische toepassingen van leertheorie, eds Haselgrove M., Hogarth L., redacteuren. (Hove: Psychology Press;), 153-179.
Barela PB (1999). Theoretische mechanismen die ten grondslag liggen aan het trial-spacing-effect in pavloviaanse angstconditionering. J. Exp. Psychol. Anim. Behav. Werkwijze. 25 177. [PubMed]
Beck AT, Steer RA, Carbin MG (1988). Psychometrische eigenschappen van de Beck Depression Inventory: vijfentwintig jaar evaluatie. Clin. Psychol. Rev. 8 77-100.
Beck AT, Ward CH, Mendelson MM, Mock JJ, Erbaugh JJ (1961). Een inventaris voor het meten van depressie. Boog. Gen. Psychiatry 4 561-571. 10.1001 / archpsyc.1961.01710120031004 [PubMed] [Kruis Ref]
Blaszczynski A., Cowley E., Anthony C., Hinsley K. (2015). Pauzes in het spel: bereiken ze beoogde doelen? J. Gambl. stoeterij. [Epub ahead of print] 10.1007 / s10899-015-9565-7 [PubMed] [Kruis Ref]
Blaszczynski A., Nower L. (2002). Een trajectenmodel van problematisch en pathologisch gokken. Addiction 97 487-499. [PubMed]
Bouton ME, Woods AM, Todd TP (2014). Scheiding van op tijd en op proef gebaseerde rekeningen van het effect van gedeeltelijke versterking van de versterking. Behav. Werkwijze. 101 23-31. [PMC gratis artikel] [PubMed]
Breen RB, Zuckerman M. (1999). Chasing'in gokgedrag: persoonlijkheid en cognitieve determinanten. Pers. Indivi. Diff. 27 1097-1111.
Cameron AC, Trivedi PK (2009). Microeconometrics met behulp van Stata. College Station, TX: Stata Press.
Campbell-Meiklejohn DK, Woolrich MW, Passingham RE, Rogers RD (2008). Weten wanneer te stoppen: de hersenmechanismen van het achtervolgen van verliezen. Biol. Psychiatrie 63 293-300. [PubMed]
Capaldi EJ (1966). Gedeeltelijke versterking: een hypothese van opeenvolgende effecten. Psychol. Rev. 73 459. [PubMed]
Capaldi EJ, Martins AP (2010). Het toepassen van herinneringen aan wapeningsresultaten hoofdzakelijk aan Pavloviaanse conditionering. Leren. Motiv. 41 187-201.
Coates E., Blaszczynski A. (2014). Voorspellers van verschil in retourpercentage bij het spelen van gokautomaten. J. Gambl. Stud. 30 669–683. 10.1007/s10899-013-9375-8 [PubMed] [Kruis Ref]
Collins LM, Lanza ST (2010). Latente klasse en latente transitieanalyse: met toepassingen in de sociale, gedrags- en gezondheidswetenschappen. Hoboken, NJ: John Wiley and Sons.
Crossman EK, Bonem EJ, Phelps BJ (1987). Een vergelijking van responspatronen op schema's met vaste, variabele en willekeurige verhoudingen. J. Exp. Anaal. Behav. 48 395-406. 10.1901 / jeab.1987.48-395 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
Dickerson MG (1979). FI-schema's en doorzettingsvermogen bij gokken in het Britse gokkantoor. J. Appl. Behav. Anaal. 12 315-323. [PMC gratis artikel] [PubMed]
Dickerson MG (1984). Dwangmatige gokkers. Londen: Addison-Wesley Longman Ltd.
Dixon MJ, Fugelsang JA, MacLaren VV, Harrigan KA (2013). Gokkers kunnen onderscheid maken tussen 'strakke' en 'losse' elektronische gokmachines. Int. Gambl. Stud. 13 98-111. 10.1080 / 14459795.2012.712151 [Kruis Ref]
Dixon MJ, Harrigan KA, Jarick M., MacLaren V., Fugelsang JA, Sheepy E. (2011). Psychofysiologische opwinding handtekeningen van bijna-missers in gokautomaat spelen. Int. Gambl. Stud. 11 393-407.
Dymond S., McCann K., Griffiths J., Cox A., Crocker V. (2012). Opkomende antwoordtoewijzing en resultaatratings bij gokautomatenautomaten. Psychol. Addict. Behav. 26 99-111. 10.1037 / a0023630 [PubMed] [Kruis Ref]
Fantino E., Navarro A., O'Daly M. (2005). De wetenschap van besluitvorming: gedrag gerelateerd aan gokken. Int. Gambl. Stud. 5 169-186.
Fortune EE, Goodie AS (2012). Cognitieve distorsies als component en behandelingsfocus van pathologisch gokken: een review. Psychol. Addict. Behav. 26 298. [PubMed]
Gallistel CR, Gibbon J. (2000). Tijd, snelheid en conditionering. Psychol. Rev. 107 289. [PubMed]
Gray HM, LaPlante DA, Shaffer HJ (2012). Gedragskenmerken van internetgokkers die verantwoordelijk gokken door bedrijven veroorzaken. Psychol. Addict. Behav. 26 527-535. 10.1037 / a0028545 [PubMed] [Kruis Ref]
Griffiths MD, Auer M. (2013). De irrelevantie van gametype bij de verwerving, ontwikkeling en handhaving van probleem- en pathologisch gokken. Voorkant. Psychol. 3: 621 10.3389 / fpsyg.2012.00621 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
Harrigan KA (2007). Structurele kenmerken van gokautomaten: vervormde weergaven van terugbetalingspercentages door spelers. J. Gambl. problemen 215-234. 10.4309 / jgi.2007.20.7 [Kruis Ref]
Harrigan KA, Dixon MJ (2009). PAR-bladen, kansen en gokautomaatspel: implicaties voor probleem- en niet-probleem gokken. J. Gambl. problemen 81-110. 10.4309 / jgi.2009.23.5 [Kruis Ref]
Haw J. (2008a). Random-ratio schema's van versterking: de rol van vroege overwinningen en niet-versterkte processen. J. Gambl. problemen 56-67. 10.4309 / jgi.2008.21.6 [Kruis Ref]
Haw J. (2008b). De relatie tussen versteviging en gamingmachine. J. Gambl. Stud. 24 55–61. 10.1007/s10899-007-9073-5 [PubMed] [Kruis Ref]
Hayden BY, Platt ML (2007). Temporele verdiscontering voorspelt de risicogevoeligheid in resusapen. Curr. Biol. 17 49-53. 10.1016 / j.cub.2006.10.055 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
Hing N., Gainsbury S., Blaszczynski A., Wood RT, Lubman D., Russell A. (2014). Interactief gokken. Rapport voor Gambling Research Australia door het Office of Liquor Melbourne, VC: Gaming and Racing Department of Justice; Verkrijgbaar bij: http://www.gamblingresearch.org.au/resources/6482d5fa-f068-41e5-921f-facd4f10365e/interactive+gambling.pdf [Toegankelijk augustus 1 2014].
Horsley RR, Osborne M., Norman C., Wells T. (2012). Hoogfrequente gokkers vertonen verhoogde weerstand tegen extinctie na gedeeltelijke versterking. Behav. Brain Res. 229 438-442. [PubMed]
Humphreys LG (1939). Het effect van willekeurige afwisseling van wapening op de verwerving en extinctie van geconditioneerde ooglidreacties. J. Exp. Psychol. 25 141.
Hurlburt RT, Knapp TJ, Knowles SH (1980). Gesimuleerde gokautomaat-speelwijze met gelijktijdige variabele verhoudingen en willekeurige verhoudingsschema's van wapening. Psychol. Rep. 47 635-639. 10.2466 / pr0.1980.47.2.635 [Kruis Ref]
Kassinove JI, Schare ML (2001). Effecten van de "bijna-missen" en de "grote overwinning" op persistentie bij gokautomaten. Psychol. Addict. Behav. 15 155. [PubMed]
Kräplin A., Dshemuchadse M., Behrendt S., Scherbaum S., Goschke T., Bühringer G. (2014). Disfunctionele besluitvorming bij pathologisch gokken: patroonspecificiteit en de rol van impulsiviteit. Psychiatry Res. 215 675-682. [PubMed]
LaBrie RA, LaPlante DA, Nelson SE, Schumann A., Shaffer HJ (2007). Beoordeling van het speelveld: een prospectieve longitudinale studie van internetgedrag op het gebied van sportgokken. J. Gambl. Stud. 23 347–362. 10.1007/s10899-007-9067-3 [PubMed] [Kruis Ref]
LaPlante DA, Nelson SE, Gray HM (2014). Betrokkenheid van breedte en diepte: inzicht in betrokkenheid van internetgokken en de relatie met gokproblemen. Psychol. Addict. Behav. 28 396-403. 10.1037 / a0033810 [PubMed] [Kruis Ref]
Lesieur H., Blume S. (1987). Het South Oaks Gambling Screen (SOGS): een nieuw instrument voor de identificatie van pathologische gokkers. Am. J. Psychiatry 144 1184-1188. [PubMed]
Lewis DJ, Duncan CP (1956). Effect van verschillende percentages van geldbeloning op het uitsterven van een hefboommechanisme. J. Exp. Psychol. 52 23. [PubMed]
Lewis DJ, Duncan CP (1957). Verwachting en weerstand tegen uitsterven van een hefboomtrekkende respons als functies van percentage van versterking en hoeveelheid beloning. J. Exp. Psychol. 54 115. [PubMed]
Lewis DJ, Duncan CP (1958a). Verwachting en weerstand tegen uitsterven van een hefboomtrekkende respons als een functie van percentage van versterking en aantal acquisitieproeven. J. Exp. Psychol. 55 121. [PubMed]
Lewis DJ, Duncan CP (1958b). Plaatselijke ervaring en gedeeltelijke versterking. J. Abnorm. Soc. Psychol. 57 321. [PubMed]
Linnet J., Rømer Thomsen K., Møller A., Callesen MB (2010). Evenement frequentie, opwinding en verlangen om te gokken, onder pathologische gokkers. Int. Gambl. Stud. 10 177-188. 10.1080 / 14459795.2010.502181 [Kruis Ref]
Mackintosh NJ (1974). De psychologie van het leren van dieren. Oxford: Academic Press.
MacLaren VV, Fugelsang JA, Harrigan KA, Dixon MJ (2011). De persoonlijkheid van pathologische gokkers: een meta-analyse. Clin. Psychol. Rev. 31 1057-1067. [PubMed]
MacLin OH, Dixon MR, Daugherty D., Small SL (2007). Een computersimulatie van drie gokautomaten gebruiken om de voorkeur van een gokker te onderzoeken onder verschillende dichtheden van near-miss-alternatieven. Behav. Res. methoden 39 237-241. [PubMed]
Madden GJ, Ewan EE, Lagorio CH (2007). Op weg naar een diermodel van gokken: uitstel van kortingen en de aantrekkingskracht van onvoorspelbare uitkomsten. J. Gambl. Stud. 23 63–83. 10.1007/s10899-006-9041-5 [PubMed] [Kruis Ref]
Miguez G., Witnauer JE, Laborda MA, Miller RR (2014). Proefafstand tijdens uitsterven: de rol van context-us-associaties. J. Exp. Psychol. Anim. Leren. Cogn. 40 81. [PubMed]
Miller NV, Currie SR, Hodgins DC, Casey D. (2013). Validatie van de ernstgraadindex van het probleem met behulp van confirmatorische factoranalyse en rasch-modellering. Int. J. Methods Psychiatr. Res. 22 245-255. [PubMed]
Moody EW, Sunsay C., Bouton ME (2006). Priming en proefafstand in extinctie: effecten op extinctieprestaties, spontaan herstel en herstel in appetijtelijke conditionering. QJ Exp. Psychol. 59 809-829. [PubMed]
Msetfi RM, Murphy RA, Simpson J. (2007). Depressief realisme en het effect van intervalinterventie op beoordelingen van nul, positieve en negatieve contingenties. QJ Exp. Psychol. 60 461-481. [PubMed]
Msetfi RM, Murphy RA, Simpson J., Kornbrot DE (2005). Depressief realisme en uitkomstdichtheidsvertekening in contingentieoordelen: het effect van de context en het intertriale interval. J. Exp. Psychol. Gen. 134 10. [PubMed]
Orford J., Wardle H., Griffiths M., Sproston K., Erens B. (2010). PGSI en DSM-IV in de 2007 British Gambling Prevalence Survey: betrouwbaarheid, artikelreactie, factorstructuur en overeenkomst op schaal. Int. Gambl. Stud. 10 31-44.
Orgaz C., Estévez A., Matute H. (2013). Pathologische gokkers zijn gevoeliger voor de illusie van controle in een standaard associatieve leertaak. Voorkant. Psychol. 4: 306 10.3389 / fpsyg.2013.00306 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
Patton JH, Stanford MS, Barratt ES (1995). Factorstructuur van de Barratt-impulsiviteitsschaal. J. Clin. Psychol. 51 768-774. [PubMed]
Poon L., Halpern J. (1971). Een PREE met kleine trials met volwassen mensen: resistentie tegen extinctie als een functie van het aantal NR-overgangen. J. Exp. Psychol. 91 124.
Sharpe L. (2002). Een geherformuleerd cognitief-gedragsmodel van probleemgokken: een biopsychosociaal perspectief. Clin. Psychol. Rev. 22 1–25. 10.1016/S0272-7358(00)00087-8 [PubMed] [Kruis Ref]
Stout SC, Chang R., Miller RR (2003). Proefafstand is een bepalende factor voor cue-interactie. J. Exp. Psychol. Anim. Behav. Werkwijze. 29 23. [PubMed]
Sunsay C., Bouton ME (2008). Analyse van een proefafstand-effect met relatief lange intervalintervallen. Leren. Behav. 36 104-115. [PubMed]
Sunsay C., Stetson L., Bouton ME (2004). Geheugen priming en proefafstand effecten in Pavlovian leren. Leren. Behav. 32 220-229. [PubMed]
Wardle H., Moody A., Spence S., Orford J., Volberg R., Jotangia D., et al. (2011). Britse Gambling Prevalence Survey 2010. Londen: The Stationery Office.
Weatherly JN, Sauter JM, King BM (2004). De "grote overwinning" en weerstand tegen uitsterving bij het gokken. J. Psychol. 138 495-504. [PubMed]