Hvorfor er noen spill mer vanedannende enn andre: effekten av timing og utbetaling på utholdenhet i en spilleautomat (2016)

Front Psychol. 2016; 7: 46.

Publisert på nettet 2016 Feb 2. gjør jeg: 10.3389 / fpsyg.2016.00046

PMCID: PMC4735408

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

Forfatterinformasjon ► Artikkel notater ► Opphavsrett og lisensinformasjon ►

Abstrakt

Manipulere ulike atferdsegenskaper i gambling spill kan potensielt påvirke i hvilken grad enkeltpersoner utholder seg på gambling og overgang til problematisk oppførsel. Dette har potensiell innvirkning på mobile gambling teknologier og ansvarlige gambling intervensjoner. To laboratoriemodeller som er relevante for dette er partiell forsterkningsutslettingseffekt (PREE) og prøveavstandseffekten. Begge disse kan påskynde eller forsinke oppkjøpet og utryddelsen av betinget oppførsel. Vi rapporterer et eksperiment som manipulerte forsterkningsgraden og interprovinsjonsintervallet (ITI) på en simulert spilleautomat der deltakerne fikk valget mellom gambling og hoppet på hver prøveperiode, før utholdende gambling ble målt i utryddelse etterfulgt av målinger av illusjonen av kontroll, depresjon og impulsivitet. Vi antydet at lengre ITIs i sammenheng med de lave armeringsnivåene observert i gambling ville føre til større utholdenhet. Vi antydes ytterligere, gitt at tidsplanen er kjent for å være viktig for å vise illusorisk kontroll og potensielt ved å utholdenhet i gambling, at tidligere eksponering for lengre intervaller kan påvirke illusjoner av kontroll. Det ble observert en interaksjon mellom ITI og forsterkningsgrad, da lavt forsterkede spillere med en lang ITI spilte lenger. Respondenter viste også utryddelse og en PREE. Gamblere utsatt for en høyere armeringsgrad gamblet lenger i oppkjøpet. Impulsivitet var forbundet med utvidet utholdenhet i utryddelse, og flere deprimerte spillere i den høye forsterkningskortet ITI-gruppen utholdte seg lenger. Ytelsen i beredskapsdommen mislyktes med å støtte den andre hypotesen: den eneste signifikante kontrasten var at deltakerne ble bedre kalibrert etter hvert som oppgaven var kommet frem.

nøkkelord: gambling, impulsivitet, assosiativ læring, oppførsel, vanedannende, armeringsplan, spilleautomat

Introduksjon

Fremveksten av nye gambling teknologier kommer med bekymringen for at nye forsterkningsplaner kan øke risikoen for å skade spillerne. Modeller av problemgambling antar at det er et sett av vanlige atferds- og kognitive prosesser som støtter utviklingen av vanedannende oppførsel (Blaszczynski og Nower, 2002; Sharpe, 2002). Vi rapporterer et eksperiment som undersøker effekten av delvis forsterkning og timing på utholdende spilloppførsel, da disse kan utgjøre en del av overgangen til problemgambling. Tap på bearbeiding av delvis forsterkning har tidligere blitt observert hos tunge spillere (Horsley et al., 2012), mens økende interprovalsintervaller (ITIer) letter oppkjøpet av betinget oppførsel (Gallistel og Gibbon, 2000). I denne rapporten skisserer vi et eksperiment der deltakerne spilte på en simulert spilleautomat der man regner med seierfrekvens og ITI mellom grupper og utholdenhet i utryddelse.

Forsinkelse, prøveperiode og ITIer

Øke intervallet mellom gambler kan være medvirkende til å oppmuntre til fortsatt spill og kan være en komponent bak populariteten til visse spill. Lotterispill har for eksempel utvidede forsinkelser mellom gambler og er ofte de mest populære og ofte spilt spillene (Wardle et al., 2011). Selv om dette kan være fordi lotterier er svært tilgjengelige (blant mange hensyn), i noen jurisdiksjoner (f.eks. Storbritannia) tilbys andre spill ved siden av lotteri-billetter (f.eks. Skrapelodd) og kontrollerer tilgjengelighet. Til tross for dette spiller mange flere folk lotteriet enn tilsvarende spill, og gjør det oftere. Den oppfattede risikoen for skade er imidlertid svært lav, selv om det ikke er uklart om «addictiveness» av gambling ligger i bestemte spill (Afifi et al., 2014) eller spesifikke atferdsegenskaper (Griffiths og Auer, 2013). Noen mobile videospill utnytter lignende effekter ved å håndheve forsinkelser mellom spill av gamblinglignende spill. In-play-spill, som er knyttet til mobil (Hing et al., 2014) og problemgambling (Grey et al., 2012; LaPlante et al., 2014), kombinerer kontinuerlig og diskontinuerlig spill. Å forstå rollen som timing og ventetid på gamblingadferd har viktige konsekvenser for nyere former for gambling, som for eksempel mobile gambling (hvor spillspill er sterkt forfremmet), slik at måten folk bruker smarttelefoner på, sannsynligvis vil øke latensene mellom gambler. In-play refererer til spill laget på en begivenhet (f.eks. En fotballkamp) mens selve arrangementet skjer, mens i tradisjonelle former for spill blir innsatsen gjort før arrangementet. Griffiths og Auer (2013) hevder at spill-spill kan være mer vanedannende fordi det er mer kontinuerlig. Imidlertid fortsetter betydelige diskontinuiteter i spill som spill forblir begrenset innenfor en hendelse. Virkelige data om spill-spill (LaBrie et al., 2007) avslører blandede funn: selv om det er en klar risiko for problemgambling, konkluderer funnene ikke avgjørende, dette er på grunn av sin kontinuerlige natur; In-play-spillere satte færre innsatser og det var liten forskjell i det daglige nivået av spill. Selv om in-play-spillerne satte mer penger overalt, var medianen satset lavere enn tradisjonell sportsspilling, og spillspillere hadde et lavere nettotap. Gray et al. (2012) foreslå umiddelbarhet mellom innsats og utfall kan være medvirkende til å tiltrekke seg risikable eller impulsive spillere til å spille i gambling.

Den assosiative læringslitteraturen indikerer at økt latens mellom forsterkninger letter oppkjøpet av betinget atferd (Gallistel og Gibbon, 2000). Gallistel og Gibbon (2000) tidsmodell hypoteser at en nedgang i forholdet mellom forsterkninger og ITI i klassisk og operant kondisjonering reduserer antall forsterkninger til oppkjøp. Dette hevdes å være uavhengig av delvis forsterkning, noe som øker antall forsøk men ikke forsterkninger. Litteraturen om "prøveavstand" -effekten, primært studert i sammenheng med klassisk kondisjonering (Barela, 1999; Stout et al., 2003; Sunsay et al., 2004; Moody et al., 2006; Sunsay og Bouton, 2008; Miguez et al., 2014), har funnet ut at spredte forsøk lindrer kondisjonering.

Det er mindre klart om større latenser i utryddelse påvirker ytelsen. Gallistel og Gibbon (2000) hevder at intervallet uten forsterkning i stedet for ikke-forsterkende hendelser er nøkkelen, og at utelatt forsterkninger i utryddelse er upåvirket av delvis forsterkning. Andre undersøkelser har identifisert ITI-effekter på utryddelse, med større undertrykkelse av responstid observert med kortere ITI (Mackintosh, 1974; Moody et al., 2006).

Timing antas å være en viktig komponent i illusjonen av kontroll (Msetfi et al., 2005, 2007; Baker et al., 2010), en kognitiv bias som er utbredt i problemgambling (Fortune og Goodie, 2012). Illusjoner av kontroll, operasjonert som en overvurdering av forholdet mellom respons og utfall, kan induseres ved hjelp av en beredskapsoppgaveoppgave der disse hendelsene ikke er relaterte, men utfallet skjer svært ofte. Standardeksempler på denne oppgaven inkluderer en knapp som skyver oppgave knyttet til aktivering av et lys (Legering og Abramson, 1979) eller en medisinsk beslutningstaking som dommer forholdet mellom en eksperimentell medisin og pasientforbedring (Orgaz et al., 2013). I hvilken grad ikke-deprimerte individer viser illusjoner av kontroll påvirkes av latens mellom forsøk: lengre ITI er forbundet med sterkere illusorisk kontroll hos ikke-deprimerte individer (Msetfi et al., 2005). Problemspillere viser sterkere illusjoner av kontroll i beredskapsdomarOrgaz et al., 2013), selv om årsakssammenhenget til dette forholdet fortsatt er uklart. En stor eksponering for visse armeringsplaner kan øke illusjoner av kontroll, eller personer som er utsatt for illusjoner av kontroll, kan være mer sannsynlig å utvikle gamblingproblemer. Vi inkluderte en oppgave avledet fra det samme paradigmet som Orgaz et al. (2013), hvilke deltakere ble bedt om å fullføre etter spilleautomatoppgaven. Vi måler også depresjon ettersom depressive personer synes å gjøre mer kalibrerte vurderinger i dette paradigmet (Legering og Abramson, 1979) med en lengre ITI (Msetfi et al., 2005). Forstyrret stemning har også blitt identifisert som en potensiell vei til problemgambling (Blaszczynski og Nower, 2002).

Delvis forsterkningsutslettelse og impulsivitet

Partiell forsterkningsutslettingseffekt (PREE) er et atferdsparametall der svakforsterket atferd vedvarer lenger uten forsterkning i forhold til mer konsekvent forekommende forsterkere (Mackintosh, 1974; Bouton et al., 2014), for eksempel i en lengre periode med tap i gambling (Dickerson, 1979; Fantino et al., 2005; Horsley et al., 2012). Delvis forsterkningsunderskudd har blitt identifisert i høyfrekvente spillere^¹, som tar lengre tid enn rekreasjonsspillere for å slukke disse foreningene (Horsley et al., 2012), en endring som kan oppstå fra kronisk eksponering til skjemaer for forsterkning i gambling. Horsley et al. (2012) rapportere at selv om delvis forsterkning er antatt å være en viktig komponent i gambling, er bevisgrunnlaget sparsom. Manglende slukking har blitt identifisert som en markør for problemgambling (Weatherly et al., 2004). Forsinkelse til å slukke også direkte (for eksempel mislykket innsats for å stoppe gambling, gambling mer enn ment) eller indirekte (for eksempel å jage tap) tilsvarer indikatorer for Gambling Disorder (Gambling Disorder)American Psychiatric Association, 2013) eller problemgambling (Lesieur og Blume, 1987).

Det er ikke overraskende at PREE har vært knyttet til gambling, og det har vært lagt stor vekt på å studere dette i spilleautomater. Spilleautomater har en tendens til å ha en svært lav armeringsgrad (selv om dette varierer på datastyrt maskiner), og gamblere fortsetter å spille til tross for montering av sekvenser av tap. Det er en litteratur som har brukt spilleautomatiske oppgaver for å undersøke effekten av delvis forsterkning på operant læring. Lewis og Duncan (1956, 1957, 1958a,b) gjennomført en rekke eksperimenter ved hjelp av simulert gambling for å teste teorier om delvis forsterkning, fant man at lavere belønning sannsynligheter var forbundet med større utholdenhet. Poon og Halpern (1971) brukte et lignende paradigme til å teste Capaldi er (1966; Capaldi og Martins, 2010) delvise forsterkningsteorier ved å manipulere prøveordre i en spilleautomatoppgave med et lite antall oppkjøpsforsøk. Kassinove og Schare (2001) manipulerte store seier og nær-savner i utholdende oppførsel i utryddelse i et lignende spilleautomatparadigm, og funnet ut at nær-manglende tetthet påvirket i hvilken utstrekning deltakerne fortsatte å spille, men ikke store gevinster.

Ulike styringsplaner påvirker potensielt hvordan oppførsel slokkes (Madden et al., 2007; Haw, 2008a) Gambling opererer på en tilfeldig ratio tidsplan for forsterkning, en delmengde av variabelforholdsplanen. Mindre godt forstått enn variable forholdsplaner, er det informativt å kontrast hvordan tilfeldige forholdsplaner skiller seg fra variable forholdsplaner. Den typiske distribusjonen antall forsøk til et svar forsterkes på et tilfeldig forholdsplaner følger et L-formet mønster; Antall forsøk raskt faller av etter et lite antall spill, men fortsetter på ubestemt tid med svært liten sannsynlighet. I motsetning til en variabel forholdsplan er det vanligvis (men ikke nødvendigvis) tilfellet at sannsynligheten for antall forsøk på forsterkning er jevnt fordelt, og det er en øvre grense på antall forsøk før en oppførsel forsterkes (Haw, 2008a). Studier som sammenligner disse tidsplanene har ikke vist klare forskjeller; Hurlburt et al. (1980) fant ingen forskjell mellom variable og tilfeldige forholdsplaner i gambling, selv om svakheter med denne studien er blitt identifisert (Haw, 2008b). Crossman et al. (1987) fant ingen forskjell mellom tre forholdsforsterkningsplaner (variabel, fast og tilfeldig) hos dyr. Nylige studier har antydet at tilfeldige forholdsplaner viser mer utholdende oppførsel sammenlignet med fast-forholdsplaner, spesielt når antall forsøk på forsterkning er svært stor (Madden et al., 2007).

Slotmaskinoppgaven vi skisserer i denne rapporten ble utformet slik at deltakerne ble bedt om å risikere penger de hadde vunnet under forsøket, men mengden penger som vunnet ville gradvis øke. Lavforsterkningsforholdene forsøkte å skape en situasjon som likte penger i pengespill. En kritikk av mange spilleautomateksperimenter var at disse studiene hadde en tendens til å utnytte en høy grad av forsterkning i forhold til ekte spilleautomater (Kassinove og Schare, 2001; Harrigan, 2007). En mekanisk tre-hjuls spilleautomat har en vinnesannsynlighet for 9%, men dette varierer på datamaskiner (Harrigan og Dixon, 2009). I gamblingforskning (f.eks. MacLin et al., 2007; Dixon et al., 2011) høyere armeringsnivåer (20%) har blitt brukt i utryddelsesparadigmer. Vi bestemte oss for å bruke en forsterkningshastighet på 30%, som opererer på en tilfeldighetsforholdsplan for forsterkning tilsvarende ekte spilleautomat.

Selvrapportert impulsivitet ble målt impulsivitet spår utholdende gambling i møte med stigende tap, og er en vei til problemgambling. Breen og Zuckerman (1999) fant at impulsive gamblers "jaget" tap i lengre tid i et gambling spill hvor vinnesannsynligheten gikk ned da forsøket fortsatte. Impulsivitet er identifisert som risikofaktor for problemgambling, problemgamlere (MacLaren et al., 2011; Kräplin et al., 2014) viser høyere selvrapportert impulsivitet.

For å teste om disse atferdsmessige effektene oppmuntrer til utholdende gambling, gjennomførte vi et todelt eksperiment hvor ITI og armeringsgrad ble manipulert. Deltakere ble tildelt en av fire grupper og utsatt for en høy eller lav armeringsgrad, og en lang eller kort ITI mellom gambler. Foreninger ble slukket etter at en viss sum penger var blitt vunnet. Deltakerne fullførte deretter en beredskapsoppgaveoppgave der de dømte effekten av et eksperimentelt legemiddel. Litteraturen om delvis forsterkning forutser at individer utsatt for en lavere forsterkningsgrad vil fortsette lenger. Prøvebaserte regnskap om utryddelse forutsi at massede utryddelsesforsøk skal undertrykke reagere raskere, i motsetning til en timingbasert konto der det ikke burde være noen forskjell. Impulsive gamblere bør fortsette lenger i utryddelse, på grunnlag av tidligere eksperimenter som ser på utholdenhet i tap-jage.

Materialer og metoder

utforming

Forsøket var en 2 × 2 mellom-fagfaktorisk design, armeringsgraden og ITI var faktorene som ble manipulert. Armeringshastighetene var 0.7 og 0.3. ITI var enten lange (10 s) eller korte (3 s).

På hvert forsøk ble deltakerne gitt valg enten å gamble eller ikke. Antall forsøk hvor deltakerne bestemte seg for å gamble var den avhengige variabelen. Resultatet av gamble og mengden penger deltakerne hadde vunnet ble også registrert. Utryddelsesfasen ble delt inn i blokker av 10-forsøk for analyse. Deltakere ble også administrert en beredskapsoppgaveoppgave. I beredskapsdommen var tiltakene av andelen forsøk hvor legemidlet ble administrert, og beredskapsdommen av deltakerne. Impulsivitet og depresjon ble målt ved hjelp av Barratt Impulsiveness Scale (BIS-11; Patton et al., 1995) og Beck Depression Inventory (BDI; Beck et al., 1961) henholdsvis. BIS-11 er et 30-objektmål som måler tre høyere rekkefaktorer av oppmerksomhet, ikke-planlegging og motorimpulsivitet (Patton et al., 1995). BDI er et 24-objektmål som måler flere nivåer av depresjonssvikt, diskriminerer depresjon fra angst og har sterk intern konsistens (Beck et al., 1988). Ingen ytterligere målinger av individuell forskjell eller oppførsel ble tatt bortsett fra de som er rapportert her.

Deltakere

Totalt deltok 122-deltakere fra University of Nottingham-fellesskapet for å delta i denne studien (gjennomsnittlig alder = 22.63, SD = 3.96, kjønn - 69 kvinner og 53 menn)^². Denne studien ble utført i samsvar med, og med etisk godkjenning ved Universitetet i Nottingham School of Psychology Ethics Review Committee. Alle deltakerne ga skriftlig samtykke før begynnelsen av forsøket.

Det var ikke noe tegn på noen forskjeller mellom egenskapene mellom gruppene. En enveisanalyse av variasjon (ANOVA) ble utført på begge spørreskjemaene, og ANOVAene for BIS [F(4,166) = 1.543, p = 0.192] og BDI [F(4,166) = 0.662, p = 0.619] var ikke signifikant.

Prosedyre

Deltakerne ble tilfeldig tildelt en av fire forhold. For første del av forsøket ble deltakerne bedt om å delta i et PREE-paradigme i sammenheng med en simulert spilleautomat (Figur Figure11). Deltakerne ble fortalt hvordan spilleautomaten jobbet, og størrelsen på utbetalingen for hver type vinnende utfall. Den simulerte spilleautomaten var en enkel en-linjers spilleautomat med tre hjul. Deltakerne vant penger hvis ikonene på tre hjul matchet. Det var fem forskjellige ikoner (sitron, kirsebær, pære, oransje og heldig syv), med vinnende verdier av 10, 15, 20, 25 og 30p. Sannsynligheten for at hvert vinnende utfall oppstår var det samme, så gjennomsnittlig vinnende utfall var 20p ($ 0.35).

FIGUR 1

Skjermbilde av spilleautomatenes deltakere ble gitt under partiell forsterkningsoppgave.

For hver prøve ble deltakerne gitt valget mellom gambling og hopping. Knappene ble fremhevet slik at deltakerne var klar over de to valgene de hadde. Uansett om de valgte å gamble eller ikke, ble bildene på de tre hjulene som ble presentert på skjermen, oppdatert hver 500 ms for å gi utseendet på bevegelsen. Ved 1500, 3000 og 4500 ms, stoppet en av hjulene (fra venstre til høyre) reeling. Hvis hjulene passet og deltakerne spilte, ble deltakerne tildelt pengerkorrespondent til verdien av ikonene på hjulet. Hvis hjulene ikke samsvarer, mistet de innsatsen de hadde gjort, som ble løst på 3p (£ 0.03, tilsvarende rundt US $ 0.05). Gevinster og tap ble ledsaget av visuell og auditiv tilbakemelding som var forskjellig for hvert utfall. Disse lydene var forskjellige hvis deltakerne hoppet over gamble. Gjennom oppgaven ble deltakerne informert om deres nåværende saldo. Mellom hvert forsøk ble knappene på skjermen rødt, noe som indikerte at deltakerne ikke kunne gjøre en annen innsats. ITI for den korte ITI-tilstanden var 3000 ms og 10000 ms for den lange ITI-tilstanden.

Deltakere ble presentert med 10 praksisforsøk før spillet begynte å kreditere eller trekke penger fra spilleren. Deltakerne ble informert da praksisforsøkene var avsluttet. Når eksperimentelle forsøk begynte, spilte deltakerne til de nådde kriterium, satt som å ha vunnet enn £ 10.00 (US $ 15.40) i banken. Når deltakerne nådde kriterium, ble de utsatt for 50 utryddelsesforsøk, der det ikke var mulig å vinne noen penger fra spilleautomaten, og oppgaven endte automatisk. Utryddelse ble målt ved undertrykkelse av deres spilleoppførsel; deltakere ble ikke informert om utryddelsesfasen ved slutten av forsøket. Praksisprøverne hadde vinnende forsøk (som ikke betalte ut), og utryddelsesfasen hadde ingen gevinster eller penger. Øvelses- og utryddingsfasene var identiske i hver tilstand, men de ulike ITI-deltakere var utsatt for.

Etter å ha fullført PREE-paradigmet ble deltakerne bedt om å lage en serie beredskapsdommer om effektiviteten av et fiktivt eksperimentelt rusmiddel relatert til pasientgjenoppretting. Beredskapsdomaret ble tilpasset fra en tidligere publisert studie (Orgaz et al., 2013). I dette paradigmet ble deltakerne presentert informasjon om et fiktivt stoff som ble utviklet for å kurere en fiktiv smittsom hudsykdom som hadde ubehagelige konsekvenser da et utbrudd / krise skjedde. Deltakerne fikk muligheten til å velge mellom å administrere stoffet og ikke administrere stoffet, og de ble gitt tilbakemelding om utfallet straks etterpå (om pasientens situasjon var forbedret eller ikke). Paradigmet ble utformet for å fremkalle illusjoner av kontroll ved å ha høy utfallstetthet - basen på ønsket utfall (pasientgjenoppretting) var høy (0.8), og var helt uavhengig av brukerens avgjørelse. Etter at de hadde tatt sin beslutning, ble deltakerne informert om resultatet av valget, og det var en liten pause (3500 ms) før de ble presentert med beslutningen igjen.

Etter hvert sett med 10-forsøk ble deltakerne bedt om å dømme effektiviteten av stoffet. Deltakerne ble bedt om å dømme effektiviteten av stoffet på en skala fra 0 til 100. Dette var representert av en skyggefull bar midt på skjermen, der de ble gitt tilbakemelding om nummeret de valgte, bestemt av hvor langt langs linjen de klikket på. Deltakerne kunne gjenta klikke langs glidebryteren til de var fornøyd med deres valg, og ble bedt om å bekrefte sitt valg ved hjelp av en egen knapp.

Analytisk tilnærming

For å vurdere lengden på utryddelse for hver gruppe ble andelen gambler som ble gjort, i gjennomsnitt over fem blokker med 10-forsøk. Dataanalyse gikk videre i to trinn. For det første ble det utført faktoriske ANOVA på utryddelses- og beredskapsdata, med en 5 (blokk) × 2 (ITI) × 2 (Rate of Reinforcement) blandet design ANOVA som ble utført. En 10 × 2 × 2 blandet design ANOVA ble utført på deltakerne i 10 beredskapsdommer. For å teste effekten av individuelle forskjeller på gamblingadferd og utholdende gambling ble en serie poisson-regresjonsmodeller anslått på antall forsøk deltakerne gikk på under oppkjøp og utryddelse. Dette ble gjennomført i tre trinn. Først ble det laget en innledende modell hvor ingen kovariater ble inngått i modellen. Deretter ble det laget en andre regresjonsmodell hvor ITI, armeringshastighet, BIS-score, BDI-score og en interaksjonsperiode mellom ITI og armeringshastighet var inkludert. ITI og forsterkningsgrad var dummy-kodet (høy ROR = 1, lav = 0; kort ITI = 1, lang = 0), og BIS / BDI-score ble rescaled med et gjennomsnitt av 0. Dette ble sammenlignet mot en null-modell ved bruk av en sannsynlighetskvotestest (LRT). LRT er vanligvis brukt i latent variabel modellering for å sammenligne mellom to nestede modeller, for eksempel i latent klasse analyse (Collins og Lanza, 2010), eller mellom passformen til to regresjonsmodeller, som i dette tilfellet. Dette ble da sammenlignet med en full modell der samspillsvilkår ble modellert på tvers av hver kovariat.

På dette tidspunktet ble dataene testet for å undersøke om dataene passer til en poissonfordeling. Viktig, poisson-regresjon antar at det betingede middel og variansen er like. Mens avvik fra denne antagelsen har liten effekt på de generelle regresjonskoeffisientene, når overdispersjon (variansen er større enn gjennomsnittet) er betydelig, har dette en tendens til å trykke på standardfeil, noe som øker risikoen for falske positive funn. Mens robuste standardfeil kan brukes til å justere disse (Cameron og Trivedi, 2009), et alternativ er å estimere en negativ binomial regresjonsmodell, som inkluderer en ekstra parameter til overdispersjon av modellen. For oppkjøpsdataene ble denne tilnærmingen tatt. For utryddelsesdataene, mens dataene ble overdispersert, var dispersjonsnivået betydelig mindre, og så robuste standardfeil ble påført regresjonsmodellen.

En rekke utelukkere ble funnet i den lave hastigheten på forsterkningsdata for forsterkning. En undersøkelse av dataene indikerte at en rekke spillere i lavarmering, lang ITI-tilstand stoppet gambling mindre enn to gambler i utryddelse, og at disse var uavhengige datapunkter. Disse deltakerne (n = 3) rapportert i debrief de behandlet £ 10 som fremtredende, enten stopper umiddelbart etter at de vant £ 10 eller stoppet for å forbli over £ 10, uavhengig av eventuelle endringer i beredskap. Disse deltakerne ble ekskludert fra videre analyse.

Resultater

Gambling Oppførsel

For å studere effekten av atferds- og egenskapsvariabler ved oppkjøpsadferd ble en kompensert negativ binomial regresjonsmodell brukt til å kontrollere for differensielle effekter av eksponering, hvor de samme variablene ble brukt for de begrensede og fullfaktoriske modeller som utryddelsesdataene. Disse viste at den begrensede modellen (Bord Table11) var bedre egnet enn nullmodellen (G² = 22.74, p <0.001), men at en full modellmodell ikke passet bedre enn den begrensede modellen (G² = 6.359, p = 0.784). Dette viste at deltakerne utsatt for en høyere armeringsgrad gikk hyppigere i oppkjøpet.

Offset negative binomial regresjonsmodell av oppkjøpsdata.

PREE-oppgave

Den ANOVA som ble utført på utryddelsesdataene, viste hovedvirkninger av blokk, F(2.541,292.187) = 131.095, p <0.001, η2p = 0.533, hvor den lineære kontrasten var signifikant, F(1,115) = 229.457, p <0.001, η2p = 0.666, og graden av forsterkning, F(1,115) = 82.912, p <0.001, η2p = 0.419, men ingen hovedvirkning av ITI, F(1,115) = 1.455, p = 0.23. Det var en interaksjon mellom blokk og armeringsgrad, F(2.541,292.187) = 22.801, p <0.001, η2p = 0.165, og en videre vekselvirkning mellom armeringshastigheten og ITI, F(1,115) = 6.317, p = 0.0133, η2p = 0.052. Det var ingen interaksjon mellom blokk og ITI, F(2.541,292.187) = 1.124, p = 0.334, eller en treveis interaksjon, F(2.541,292.187) <1. Hovedeffekten av blokken indikerte at responsene reduserte etter hvert som antall blokkerte (dvs. deltakerne slukket). Dette interagerte med forsterkningshastigheten, ettersom deltakerne som ble utsatt for en høyere forsterkningshastighet, slukket raskere, noe som tyder på tilstedeværelsen av en PREE. Hovedeffekten av forsterkningshastighet markerte det samme funnet. Forsterkningshastigheten og ITI-interaksjonen indikerte at når det var lav forsterkningshastighet med lang ITI, deltok deltakerne lenger i utryddelse (Figur Figure22). Blokken og frekvensen av forsterkningseffekter og samspillet mellom blokk og armeringshastighet var alle store i størrelse (η2p > 0.12), mens interaksjonen mellom forsterkningshastighet og ITI-interaksjon var en liten til middels effekt.

FIGUR 2

Plot av utryddelsesdata for alle grupper, i blokker av 10-forsøk.

Individuelle forskjeller

For å teste rollen som individuelle forskjeller i utholdende gambling ble en poisson-regresjonsprosedyre brukt på antall gambler i utryddelse. LRT indikerte at den innledende begrensede modellen var bedre egnet for dataene sammenlignet med nullmodellen (G² = 581.15, p <0.001). Den begrensede regresjonsmodellen (Bord Table22) indikerte at lavere nivåer av forsterkning og lengre ITI er spådd lenger perseverative gambling. Disse begrepene samhandlet på samme måte som den faktorielle ANOVA. En ytterligere regresjonsmodell inkludert samspillsvilkår mellom de forskjellige kovariater ble deretter gjennomført (Bord Table33) med de samme variablene som regresjonen i Bord Table11. En LRT som sammenlignet de begrensede og fullfaktoriske regresjonsmodellene viste at den fulle faktoramodellen var bedre egnet for dataene (G² = 66.44, p <0.001). Dette avdekket de samme signifikante effektene som tidligere, men også at høyere selvrapportert impulsivitet forutsa lengre perseverativt spill. Det var en trend som antydet at dette interagerte med forsterkningshastigheten, med mindre impulsive individer som ser ut til å holde ut mindre i lave forsterkningsforhold. Poeng på de to psykometriske tiltakene interagerte, og det var en treveis interaksjon mellom ITI, forsterkningshastighet og BDI, med mer deprimerte individer i høy forsterkningshastighet, kort ITI-gruppespill lenger i utryddelse (Figur Figure33).

Begrenset poisson-regresjonsmodell av utryddelsesdata med robuste standardfeil.

Full poisson-regresjonsmodell av utryddelsesdata med robuste standardfeil.

FIGUR 3

Boxplot av depresjon status og andel av gambles i utryddelse for hver av de fire forholdene.

Beredskapsdomsoppgave

Analyse av beredskapsdommen viste at en betydelig hovedvirkning av blokk, F(6.526,737.416) = 3.735, p = 0.001, η2p = 0.032. Hovedvirkningen av blokken inneholdt også en signifikant lineær kontrast, F(1,113) = 10.312, p = 0.002, η2p = 0.084, noe som indikerer at deltakerne ble bedre kalibrert ettersom de senere gjorde dommer om effekten av stoffet (Figur Figure44). Hovedvirkninger av ITI, F(1,113) <1, og forsterkningshastighet, F(1,113) <1, ble ikke observert. Interaksjoner mellom blokk og ITI, F(6.526, 737.415) <1, blokk og armeringshastighet, F(6.526,737.415) <1, og ITI og forsterkningshastighet, F(1,113) = 1.109, p = 0.295, var ikke signifikant. En treveis interaksjon mellom blokk, armeringsgrad, F(6.526,737.416) = 1.048, p = 0.399, var heller ikke signifikant.

FIGUR 4

Plot av betydelige beredskapsdommer over 10-dommer deltakerne gjorde.

Diskusjon

Resultatene av dette eksperimentet viser hvordan ulike styringsplaner påvirker atferd under en simulert gamblingoppgave, og kan produsere utvidet gambling i møte med fortsatt tap. Dette utvider også funn fra en rekke atferdsparadigmer som måler utholdenhet til situasjoner der deltakerne blir bedt om å nevne en bestemt preferanse. Både armeringsgrad og ITI var medvirkende til å påvirke hvor lenge deltakerne spilte for når foreninger ble slukket, og disse interaksjonerte. Det var bevis for at individuelle forskjeller påvirket oppførselen under disse forholdene, med flere impulsive personer som spilte lenger i utryddelse. Med hensyn til forsterkningsgraden spegler funnene i denne studien en omfattende litteratur som gjentatte ganger har funnet ut at en tynnere tidsplan for forsterkning er forbundet med større utholdenhet i utryddelse. Funnene om ITI (og interaksjonsterminen) har tidligere blitt spådd, og et par studier har identifisert forsøksavstandseffekter i utryddelse med dyr, men etter vår kunnskap er menneskelig forskning om dette problemet svært begrenset. Dette fremhever også hvordan effekten av timing på utholdende gambling har potensielle implikasjoner for gambling praksis, spesielt med nyere gambling teknologier vil sannsynligvis endre latensene mellom gambler. De impulsivitetsrelaterte funnene taler til en litteratur som tidligere har antydet at impulsive individer fortsetter lenger når mengden penger går tapt. Dette fremmer forskning som fremhever viktigheten av atferdsprosesser på gamblingadferd, og har implikasjoner for gamblingspill og -teknologi, spesielt de som oppfordrer intermitterende spillmønstre.

Våre funn spredte stort sett en rekke studier som brukte simulerte spilleautomatparadigmer for å teste partiell forsterkning (Lewis og Duncan, 1956, 1957, 1958a,b; Poon og Halpern, 1971). Vi målte utryddelse litt annerledes enn tidligere studier, og spurte deltakerne om å velge om de skulle fortsette eller ikke, heller enn når de gikk bort fra maskinen. Lignende effekter har blitt observert tidligere når man ber folk om å velge mellom en av to maskiner (Dymond et al., 2012). Det er viktig å merke seg at det har blitt bestridt om spillere har mulighet til å diskriminere mellom maskiner med forskjellige forsterkningsnivåer målt i preferanse (f.eks. Tid brukt på maskinen) mellom to eller flere simulerte spilleautomater (Weatherly et al., 2004; Haw, 2008b; Dixon et al., 2013; Coates og Blaszczynski, 2014). Vi fant at høye armeringsnivåer var knyttet til et høyere engasjement på en simulert maskin. Dette er i stor grad konsistent med litteraturen, som har funnet ut at forskjeller oppstår, men bare når det er tilstrekkelig stort nok gap i forsterkning. Disse resultatene utvider disse til når ulike grupper blir utsatt for forskjellige maskiner.

Begge de lave armeringsgruppene viste omfattende utholdende gambling. Denne fortsatte gambling er potensielt en atferdsmessig markør for tap-jage. Chasing tap er ofte det første kriteriet for uordnet gambling å dukke opp (Orford et al., 2010; Miller et al., 2013), og i modeller av problemgambling er teoretisert som et tippingpunkt for problemgambling. Utryddelsesparadigmet probes i løpet av sesjonens fortsettelse, et fenomen som antas å være svært nært knyttet til tap-jage i problematisk gambling (Breen og Zuckerman, 1999). Delvis forsterkning har tidligere blitt foreslått som en alternativ forklaring på fenomenet tap-chasing (Dickerson, 1984), spesielt for videreføring av gambling. Andre forklaringer for tap-jage har en tendens til å påkalle spillerne feilaktighet (Campbell-Meiklejohn et al., 2008). Resultatene av denne studien gir støtte til rollen som delvis forsterkning i tap-jakten, om enn å være begrenset til de utholdende aspektene ved å jage. Ytterligere undersøkelser må utføres på innsatsstørrelse for å bekrefte dette. Det skal bemerkes at når det gjelder kliniske kriterier (f.eks. For Gambling Disorder i DSM), er det større vekt på utholdenhet. På samme måte fant vi ut at impulsive individer spilte lenger i utryddelse, et funn som tidligere har blitt observert i litteraturen (Breen og Zuckerman, 1999), og tolket som å demonstrere at impulsive individer jage tap for lengre tid.

Med tanke på ITI, mens vi oppdaget at enkeltpersoner fortsatte lengre i utryddelse med en lengre ITI, var deres gamblingadferd ikke systematisk forskjellig i oppkjøpet. Utryddelsesfunnet ser ut til å være noe mer konsistent med en prøvebasert konto av PREE (Mackintosh, 1974), selv om vi ikke testet direkte mellom de to kontoene. Dette funnet noe kontrast til studier som har funnet ut at kortere latenser er knyttet til større engasjement (Linnet et al., 2010) og større risikoinnstillinger (Hayden og Platt, 2007). Vi fant ikke at enkeltpersoner foretrukket de lengre ITI-maskinene, men de spilte lenger på dem når de var tvunget til å velge. En nøkkelkvalifikasjon er at utviklingen av spilleautomater indikerer at maskiner har en tendens til å øke hastigheten i stedet for å senke seg. Men måten som individer samhandler med enheter som kan brukes til gambling, for eksempel smarttelefoner, har en tendens til å øke latency, og brukes til og med i mobile videospill med samme formål. spillere får muligheten til å gamble for et verdifullt spill i store intervaller (f.eks. en gang om dagen), og kan spille igjen for ekte penger. En lignende bekymring er at noen tiltak som har til hensikt å redusere skadene som følge av gamblingintervensjon, ved å tvinge pauser i en gambling-økt. Selv om dette påvirker timingen mellom øktene i stedet for forsøk, indikerer associative kontoer for timing et lignende utfall. Resultatene av denne studien innebærer at omsorg bør tas med disse tiltakene. Videre er denne bekymringen ikke uten empirisk støtte, ettersom en nylig studie har funnet at tvangsbrudd uten å inkludere innhold for å målrette spillereens holdninger eller atferd øker individernes motivasjon til å fortsette å spille (Blaszczynski et al., 2015). Selv om denne studien forklarer disse funnene i sammenheng med atferdsmessig fullføring, kan en assosiativ fortolkning som er nært tilpasset de nåværende funnene postuleres.

Hovedvirkningen av blokk (og en signifikant lineær kontrast) viste at deltakernes spilleoppførsel ble undertrykt som utryddelse fortsatte, og at utryddelsen fortsatte jo lenger tidtakere fortsatte å miste. En hovedvirkning av forsterkningsgraden ble funnet. Dette er den klassiske PREE-effekten som har blitt observert i mange studier siden Humphreys (1939). Disse to hovedeffektene samhandlet også; Atferdsmessig er dette en omstilling av PREE, da hastigheten der deltakerne slukket var raskere med en høy armeringsgrad.

Det ble også observert en interaksjon mellom forsterkningsgraden og ITI. Analysene tyder sterkt på at denne interaksjonen ble drevet av den lave armeringslange ITI-gruppen, som viste seg å være resistent mot utryddelse i de to første blokkene (selv om ingen interaksjon med blokk ble observert). Moody et al. (2006) fant et lignende mønster av resultater som manipulerer ITI i et delvis armeringsparadigm, om enn med mye større gap mellom forsøk. Dette funnet synes også å være konsistent med Mackintosh's (1974) gjennomgang av utryddelse. Dette funnet er spesielt interessant i sammenheng med nyere gambling teknologier, som for eksempel smartphone gambling, hvor større gap mellom gambler forventes på grunn av hvordan disse enhetene brukes. Pathways-modellen (Blaszczynski og Nower, 2002), en godt støttet modell av problemgambling, forutsier at det er tre veier til problemgambling som deler felles assosiative lærings- og kognitive grunnlag, og særlig at det er en "behaviorally conditioned pathway" drevet utelukkende av dette, sammenlignet med andre som understreker emosjonelle sårbarheter og antisosiale / impulsive egenskaper.

Den eneste forskjellen som ble observert i beredskapsoppgavens oppgave var en hovedvirkning av blokk: Deltakernes dommer ble bedre kalibrert etter hvert som oppgaven utviklet seg. Den lineære kontrast på dette var også signifikant, og bekrefter retningen av funnet. Deltakerne viste en illusjon av kontroll, da beredskapsdommer var vesentlig større enn forholdet mellom respons og utfall. Det var ingen virkninger av ITI og armeringsgrad. Gitt de uklare årsaksmekanismer som ligger til grunn for illusjoner av kontroll (Orgaz et al., 2013), kan det være at et atferdsmessig behandlingsunderskudd utgjør en risikofaktor for problemgambling. Det vil derfor være interessant å undersøke om ytelsen på denne oppgaven, tatt før en gamblingoppgave, senere forutsier gamblingadferd.

Vi fant at deprimerte individer spilte lenger i den svært forsterkede, korte ITI-gruppen. Deprimerte individer foretrekker ofte raske, tilfeldige spill (f.eks. Spilleautomater) som gir negativ forsterkning fra dårlig humør (Blaszczynski og Nower, 2002). Problemgamblingteorier legger vekt på viktigheten av negativ forsterkning hos personer som opplever traumatiske livshendelser eller uorden Negativ forsterkning er sterkt hypotesert til å være en viktig komponent i avhengighetsrelatert atferd. Med hensyn til ITI, er motstand mot forventningsendringer observert hos deprimerte og individer (Abramson et al., 1978), sammen med endringer i læring i depresjon på grunn av ITI som har blitt brukt til å forklare depressiv realisme effekten, kan forklare dette funnet. Spesielt har ITI og illusjonen av kontrolllitteratur identifisert at økt ITI i positive situasjoner ikke påvirket beredskapsdommen, men hos deprimerte individer ble disse hemmet på samme måte som ikke-betingede foreninger (Msetfi et al., 2005, 2007; Baker et al., 2010). Gitt at denne forskningslinjen sterkt antyder at ITIs påvirker atferd som er forskjellig hos deprimerte personer, kan det være tilfelle at økende ITI har samme effekt på forventningsendringer som det gjør på beredskapsdommer, noe som kan forklare disse funnene. Men dette er spekulativ, og vil kreve ytterligere undersøkelser.

Denne studien fremhever hvordan ulike styringsplaner påvirker gamblingadferd. Deltakere utsatt for en lavere armeringsgrad fortsatte å vare lenger. Dette interagert med ITI, da deltakerne utsatt for en lengre ITI og en lav armeringsgrad gamblet lenger i utryddelse. Deltakere med høyere selvrapportert impulsivitet gamblet lenger i utryddelse. Resultatene viser at manipulerende atferdsegenskaper i et simulert gambling spill kan produsere lengre perseverative gambling.

Forfatterbidrag

Alle forfattere som er oppført, har gjort et betydelig, direkte og intellektuelt bidrag til arbeidet, og godkjent det for publisering. Richard James var ansvarlig for datainnsamling og analyse. Dette arbeidet inngår i hans doktorgradsforskning.

Interessekonflikt

Forfatterne erklærer at forskningen ble utført i fravær av kommersielle eller økonomiske forhold som kunne tolkes som en potensiell interessekonflikt.

Finansiering. Denne forskningen i denne rapporten ble finansiert av Economic and Social Research Council (ES / J500100 / 1) og Engineering and Physical Sciences Research Council (EP / GO37574 / 1).

¹Denne studien rapporterer at deres utvalg av høyfrekvente spillere (n = 19) inneholdt bare tre patologiske spillere, og gjennomsnittlig antall DSM-IV Patologisk Gambling-kriterier godkjent var 2.3, noe som indikerer at dette er en forskjell som finnes i lav til moderat nivå av problematisk gambling.

²En rekke deltakere på tvers av forholdene droppet ut (n = 18). Deltakere som trakk seg, ble resampled. Alle deltakere som droppet ut gjennomførte tiltak av depresjon og impulsivitet. De fleste av disse dropouts (82%) var i lav armeringsgrad, høy ITI-tilstand. Ikke-parametriske tester ble utført for å teste om deltakerne som droppet ut, avviste fra andre deltakere fra samme tilstand i noe henseende. Ingen signifikante forskjeller ble observert i impulsivitets- eller depresjonspoeng, og heller ikke hastigheten de spilte før de droppet ut (Wilcoxons underskrevne rangtest, p > 0.05). Alle deltakerne ble debriefed etter tilbaketrekning fra eksperimentet. Deltakere som droppet rapporterte at de trakk seg fra eksperimentet fordi lengden på studien var i konflikt med andre engasjementer (f.eks. Forelesninger).

Referanser

Abramson LY, Garber J., Edwards NB, Seligman ME (1978). Forventningsendringer i depresjon og skizofreni. J. Abnorm. Psychol. 87 102. [PubMed]
Afifi TO, LaPlant DA, Taillieu TL, Dowd D., Shaffer HJ (2014). Gambling involvering: vurderer lekens frekvens og modererende effekter av kjønn og alder. Int. J. Psykisk helseavhengig. 12 283–294. 10.1007/s11469-013-9452-3 [Kors Ref]
Alloy LB, Abramson LY (1979). Beredskapsdom i deprimerte og nondepressed studenter: Sadder men klokere? J. Exp. Psychol. Gen. 108 441. [PubMed]
American Psychiatric Association (2013). Diagnostisk og statistisk håndbok for psykiske lidelser, (DSM-5^®). Washington, DC: American Psychiatric Publishing.
Baker A., Msetfi RM, Hanley N., Murphy R. (2010). "Depressiv realisme? Dessverre ikke klokere, "i Kliniske anvendelser av læringsteori, eds Haselgrove M., Hogarth L., redaktører. (Hove: Psychology Press;), 153-179.
Barela PB (1999). Teoretiske mekanismer som ligger til grunn for prøveavstandseffekten i Pavlovian fryktkondisjonering. J. Exp. Psychol. Anim. Behav. Prosess. 25 177. [PubMed]
Beck AT, Steer RA, Carbin MG (1988). Psykometriske egenskaper av Beck Depression Inventory: tjuefem års evaluering. Clin. Psychol. Rev. 8 77-100.
Beck AT, Ward CH, Mendelson MM, Mock JJ, Erbaugh JJ (1961). En inventar for måling av depresjon. Arch. Gener. Psykiatri 4 561-571. 10.1001 / archpsyc.1961.01710120031004 [PubMed] [Kors Ref]
Blaszczynski A., Cowley E., Anthony C., Hinsley K. (2015). Bryter i spill: oppnår de tilsiktede mål? J. Gambl. Stud. [Epub foran utskrift] 10.1007 / s10899-015-9565-7 [PubMed] [Kors Ref]
Blaszczynski A., Nower L. (2002). En bane modell av problem og patologisk gambling. Avhengighet 97 487-499. [PubMed]
Bouton ME, Woods AM, Todd TP (2014). Separasjon av tidsbaserte og prøvebaserte kontoer av partiell forsterkningsutslettingseffekt. Behav. Prosess. 101 23-31. [PMC gratis artikkel] [PubMed]
Breen RB, Zuckerman M. (1999). Chasing'in gamblingadferd: personlighet og kognitive determinanter. Pers. Individ. Diff. 27 1097-1111.
Cameron AC, Trivedi PK (2009). Mikroøkonometri ved hjelp av Stata. College Station, TX: Stata Press.
Campbell-Meiklejohn DK, Woolrich MW, Passingham RE, Rogers RD (2008). Å vite når du skal stoppe: hjernens mekanismer for å jage tap. Biol. psykiatri 63 293-300. [PubMed]
Capaldi EJ (1966). Delvis forsterkning: en hypotese av sekvensielle effekter. Psychol. Rev. 73 459. [PubMed]
Capaldi EJ, Martins AP (2010). Bruke minner om forsterkningsutfall hovedsakelig til Pavlovian-kondisjonering. Lære. Motiv. 41 187-201.
Coates E., Blaszczynski A. (2014). Forutsigere av diskriminering av returrate i spilleautomat. J. Gambl. Stud. 30 669–683. 10.1007/s10899-013-9375-8 [PubMed] [Kors Ref]
Collins LM, Lanza ST (2010). Latent Class og Latent Transition Analysis: Med applikasjoner i sosiale, adferds- og helsevitenskap. Hoboken, NJ: John Wiley og Sons.
Crossman EK, Bonem EJ, Phelps BJ (1987). En sammenligning av responsmønstre på faste, variable og tilfeldige forholdsplaner. J. Exp. Anal. Behav. 48 395-406. 10.1901 / jeab.1987.48-395 [PMC gratis artikkel] [PubMed] [Kors Ref]
Dickerson MG (1979). FI tidsplaner og utholdenhet på gambling i det britiske spillkontoret. J. Appl. Behav. Anal. 12 315-323. [PMC gratis artikkel] [PubMed]
Dickerson MG (1984). Compulsive Gamblers. London: Addison-Wesley Longman Ltd.
Dixon MJ, Fugelsang JA, MacLaren VV, Harrigan KA (2013). Gamblere kan diskriminere "tett" fra "løs" elektroniske gambling maskiner. Int. Gambl. Stud. 13 98-111. 10.1080 / 14459795.2012.712151 [Kors Ref]
Dixon MJ, Harrigan KA, Jarick M., MacLaren V., Fugelsang JA, Sheepy E. (2011). Psykofysiologiske oppsigelse underskrifter av nær-savner i spilleautomat. Int. Gambl. Stud. 11 393-407.
Dymond S., McCann K., Griffiths J., Cox A., Crocker V. (2012). Emergent responsallokering og utfallsrating i spilleautomat. Psychol. Stoffmisbruker. Behav. 26 99-111. 10.1037 / a0023630 [PubMed] [Kors Ref]
Fantino E., Navarro A., O'Daly M. (2005). Vitenskapen om beslutningsprosesser: Atferd knyttet til gambling. Int. Gambl. Stud. 5 169-186.
Fortune EE, Goodie AS (2012). Kognitive forvrengninger som en komponent og behandlingsfokus for patologisk gambling: en gjennomgang. Psychol. Stoffmisbruker. Behav. 26 298. [PubMed]
Gallistel CR, Gibbon J. (2000). Tid, hastighet og kondisjonering. Psychol. Rev. 107 289. [PubMed]
Grey HM, LaPlante DA, Shaffer HJ (2012). Adferdskarakteristikker for internetgamlere som utløser selskapsansvarlige gamblingintervensjoner. Psychol. Stoffmisbruker. Behav. 26 527-535. 10.1037 / a0028545 [PubMed] [Kors Ref]
Griffiths MD, Auer M. (2013). Irrelevansen av spilltypen i oppkjøp, utvikling og vedlikehold av problem og patologisk gambling. Front. Psychol. 3: 621 10.3389 / fpsyg.2012.00621 [PMC gratis artikkel] [PubMed] [Kors Ref]
Harrigan KA (2007). Slotmaskinens strukturelle egenskaper: Forvrengt spillervisning av tilbakebetalingsprosent. J. Gambl. Problemer 215-234. 10.4309 / jgi.2007.20.7 [Kors Ref]
Harrigan KA, Dixon MJ (2009). PAR-ark, sannsynligheter og spilleautomat: implikasjoner for problem og ikke-problemgambling. J. Gambl. Problemer 81-110. 10.4309 / jgi.2009.23.5 [Kors Ref]
Haw J. (2008a). Tilfeldig-forholdsplaner for armering: rollen som tidlige seier og ustyrte forsøk. J. Gambl. Problemer 56-67. 10.4309 / jgi.2008.21.6 [Kors Ref]
Haw J. (2008b). Forholdet mellom forsterkning og spillmaskin valg. J. Gambl. Stud. 24 55–61. 10.1007/s10899-007-9073-5 [PubMed] [Kors Ref]
Hayden BY, Platt ML (2007). Temporal diskontering forutser risikokonsentrasjon i rhesusmakene. Curr. Biol. 17 49-53. 10.1016 / j.cub.2006.10.055 [PMC gratis artikkel] [PubMed] [Kors Ref]
Hing N., Gainsbury S., Blaszczynski A., Wood RT, Lubman D., Russell A. (2014). Interaktivt gambling. Rapport for Gambling Research Australia av Office of Liquor Melbourne, VC: Gaming and Racing Department of Justice; Tilgjengelig i: http://www.gamblingresearch.org.au/resources/6482d5fa-f068-41e5-921f-facd4f10365e/interactive+gambling.pdf [Adgang August 1 2014].
Horsley RR, Osborne M., Norman C., Wells T. (2012). Høyfrekvente spillere viser økt motstand mot utryddelse etter delvis forsterkning. Behav. Brain Res. 229 438-442. [PubMed]
Humphreys LG (1939). Effekten av tilfeldig vekselvirkning av forsterkning ved oppkjøp og utryddelse av betingede øyelokkreaksjoner. J. Exp. Psychol. 25 141.
Hurlburt RT, Knapp TJ, Knowles SH (1980). Simulert spilleautomat med samtidige variabelforhold og tilfeldige forholdsplaner for forsterkning. Psychol. Rep. 47 635-639. 10.2466 / pr0.1980.47.2.635 [Kors Ref]
Kassinove JI, Schare ML (2001). Effekter av "near miss" og "big win" på utholdenhet på spilleautomat gambling. Psychol. Stoffmisbruker. Behav. 15 155. [PubMed]
Kräplin A., Dshemuchadse M., Behrendt S., Scherbaum S., Goschke T., Bühringer G. (2014). Dysfunksjonell beslutningstaking i patologisk gambling: mønster-spesifisitet og impulsivitetens rolle. Psykiatri Res. 215 675-682. [PubMed]
LaBrie RA, LaPlante DA, Nelson SE, Schumann A., Shaffer HJ (2007). Vurdering av spilleregler: En prospektiv longitudinell studie av internettportspill. J. Gambl. Stud. 23 347–362. 10.1007/s10899-007-9067-3 [PubMed] [Kors Ref]
LaPlante DA, Nelson SE, Grey HM (2014). Bredde og dybde involvering: forståelse av internett gambling involvering og dets forhold til gambling problemer. Psychol. Stoffmisbruker. Behav. 28 396-403. 10.1037 / a0033810 [PubMed] [Kors Ref]
Lesieur H., Blume S. (1987). South Oaks Gambling Screen (SOGS): et nytt instrument for identifisering av patologiske spillere. Er. J. Psykiatri 144 1184-1188. [PubMed]
Lewis DJ, Duncan CP (1956). Effekt av ulike prosentsatser av pengerbelønning ved utryddelse av et spak-trekkrespons. J. Exp. Psychol. 52 23. [PubMed]
Lewis DJ, Duncan CP (1957). Forventning og motstand mot utryddelse av et spak-trekkrespons som funksjon av prosent av forsterkning og belønningsbelønning. J. Exp. Psychol. 54 115. [PubMed]
Lewis DJ, Duncan CP (1958a). Forventning og motstand mot utryddelse av et spak-trekkrespons som en funksjon av prosentandelen av forsterkning og antall oppkjøpsforsøk. J. Exp. Psychol. 55 121. [PubMed]
Lewis DJ, Duncan CP (1958b). Vicarious erfaring og delvis forsterkning. J. Abnorm. Soc. Psychol. 57 321. [PubMed]
Linnet J., Rømer Thomsen K., Møller A., Callesen MB (2010). Eventfrekvens, spenning og lyst til å gamble blant patologiske spillere. Int. Gambl. Stud. 10 177-188. 10.1080 / 14459795.2010.502181 [Kors Ref]
Mackintosh NJ (1974). Psykologien om dyreopplæring. Oxford: Academic Press.
MacLaren VV, Fugelsang JA, Harrigan KA, Dixon MJ (2011). Personligheten til patologiske spillere: en meta-analyse. Clin. Psychol. Rev. 31 1057-1067. [PubMed]
MacLin OH, Dixon MR, Daugherty D., Small SL (2007). Bruke en datasimulering av tre spilleautomater for å undersøke en gambleres preferanse blant varierende tettheter av nesten savnede alternativer. Behav. Res. metoder 39 237-241. [PubMed]
Madden GJ, Ewan EE, Lagorio CH (2007). Mot en dyremodell av gambling: forsink diskontering og utro av uforutsigbare utfall. J. Gambl. Stud. 23 63–83. 10.1007/s10899-006-9041-5 [PubMed] [Kors Ref]
Miguez G., Witnauer JE, Laborda MA, Miller RR (2014). Trialavstand under utryddelse: rollen som kontekst-us-foreninger. J. Exp. Psychol. Anim. Lære. Cogn. 40 81. [PubMed]
Miller NV, Currie SR, Hodgins DC, Casey D. (2013). Validering av problemet med gambling alvorlighetsindeks ved hjelp av bekreftende faktoranalyse og rasch modellering. Int. J. Metoder Psykiatr. Res. 22 245-255. [PubMed]
Moody EW, Sunsay C., Bouton ME (2006). Priming og prøveavstand i utryddelse: effekter på utryddelsesprestasjon, spontan utvinning og gjenopprettelse i appetitiv kondisjonering. QJ Exp. Psychol. 59 809-829. [PubMed]
Msetfi RM, Murphy RA, Simpson J. (2007). Depressiv realisme og effekten av intertrialintervall på dommer med null, positiv og negativ uforutsetning. QJ Exp. Psychol. 60 461-481. [PubMed]
Msetfi RM, Murphy RA, Simpson J., Kornbrot DE (2005). Depressiv realisme og resultatdensitetsforstyrrelser i beredskapsdommer: effekten av konteksten og intertrialintervallet. J. Exp. Psychol. Gen. 134 10. [PubMed]
Orford J., Wardle H., Griffiths M., Sproston K., Erens B. (2010). PGSI og DSM-IV i 2007 British Gambling Prevalence Survey: pålitelighet, elementrespons, faktorstruktur og inter-scale-avtale. Int. Gambl. Stud. 10 31-44.
Orgaz C., Estévez A., Matute H. (2013). Patologiske spillere er mer utsatt for illusjonen av kontroll i en standard assosiativ læringsoppgave. Front. Psychol. 4: 306 10.3389 / fpsyg.2013.00306 [PMC gratis artikkel] [PubMed] [Kors Ref]
Patton JH, Stanford MS, Barratt ES (1995). Faktorstruktur av Barratt impulsivitetsskalaen. J. Clin. Psychol. 51 768-774. [PubMed]
Poon L., Halpern J. (1971). En litenprøve PREE med voksne mennesker: Motstand mot utryddelse som en funksjon av antall NR-overganger. J. Exp. Psychol. 91 124.
Sharpe L. (2002). En reformert kognitiv atferdsmodell av problemgambling: et biopsykososiale perspektiv. Clin. Psychol. Rev. 22 1–25. 10.1016/S0272-7358(00)00087-8 [PubMed] [Kors Ref]
Stout SC, Chang R., Miller RR (2003). Trialavstand er en determinant av cue interaksjon. J. Exp. Psychol. Anim. Behav. Prosess. 29 23. [PubMed]
Sunsay C., Bouton ME (2008). Analyse av en prøve-avstandseffekt med relativt lange intertrialintervaller. Lære. Behav. 36 104-115. [PubMed]
Sunsay C., Stetson L., Bouton ME (2004). Memory priming og prøveavstand effekter i Pavlovian læring. Lære. 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. London: The Stationery Office.
Weatherly JN, Sauter JM, King BM (2004). Den "store seieren" og motstand mot utryddelse når du spiller. J. Psychol. 138 495-504. [PubMed]