Dlaczego niektóre gry bardziej uzależniają niż inne: wpływ czasu i wypłaty na wytrwałość w grze na automatach (2016)

 

Abstrakcyjny

Manipulowanie różnymi cechami behawioralnymi gier hazardowych może potencjalnie wpłynąć na stopień, w jakim jednostki nie ustają w graniu, i przejście do zachowań problematycznych. Ma to potencjalny wpływ na technologie hazardu mobilnego i interwencje w zakresie odpowiedzialnego hazardu. Odnośne modele laboratoryjne to efekt częściowego wygaszenia wzmocnienia (PREE) i efekt odstępu próbnego. Obydwa mogą przyspieszyć lub opóźnić nabycie i wygaśnięcie uwarunkowanego zachowania. Przedstawiamy eksperyment, w ramach którego manipulowano szybkością wzmocnienia i interwałem między próbami (ITI) na symulowanym automacie do gier, w którym uczestnicy mieli wybór między hazardem a pomijaniem w każdej próbie, zanim hazard perseweratywny został zmierzony w wygaśnięciu, a następnie przeprowadzono pomiary iluzji kontroli, depresji i impulsywności. Postawiliśmy hipotezę, że dłuższe ITI w połączeniu z niskim współczynnikiem wzmocnienia obserwowanym w hazardzie doprowadzi do większej wytrwałości. Postawiliśmy dalej hipotezę, biorąc pod uwagę, że wiadomo, że wyczucie czasu jest ważne dla okazania iluzorycznej kontroli i potencjalnego wytrwania w hazardzie, że wcześniejsze narażenie na dłuższe interwały może wpłynąć na iluzję kontroli. Zaobserwowano interakcję pomiędzy ITI a stopniem wzmocnienia, ponieważ gracze o niskim wzmocnieniu i długim ITI grali dłużej. Respondenci wykazywali także wymieranie i PREE. Gracze narażeni na wyższy współczynnik wzmocnienia grali dłużej w celu przejęcia. Impulsywność była powiązana z dłuższą wytrwałością w wymieraniu, a bardziej przygnębieni gracze w grupie ITI o wysokim wzmocnieniu wytrzymywali dłużej. Wyniki oceny awaryjnej nie potwierdziły drugiej hipotezy: jedyną zaobserwowaną znaczącą różnicą było to, że uczestnicy doskonalili się w miarę postępów w zadaniu.

Słowa kluczowe: hazard, impulsywność, uczenie się skojarzeniowe, zachowanie, uzależnienie, harmonogram wzmocnień, automat do gier

Wprowadzenie

Pojawienie się nowych technologii hazardowych wiąże się z obawą, że nowe harmonogramy wzmocnień mogą zwiększyć ryzyko wyrządzenia szkody graczom. Modele problemowego hazardu zakładają, że istnieje zestaw wspólnych procesów behawioralnych i poznawczych leżących u podstaw rozwoju zachowań uzależniających (; ). Przedstawiamy eksperyment badający wpływ częściowego wzmocnienia i czasu na uporczywe zachowania hazardowe, ponieważ mogą one stanowić część przejścia do problemowego hazardu. U nałogowych hazardzistów obserwowano już wcześniej deficyty w przetwarzaniu częściowego wzmocnienia (), podczas gdy zwiększanie odstępów między próbami (ITI) ułatwia nabywanie uwarunkowanych zachowań (). W tym raporcie przedstawiamy eksperyment, w którym uczestnicy grali na symulowanym automacie do gry, na którym manipulowano częstotliwością wygranych i ITI pomiędzy grupami oraz mierzono wytrwałość w wymieraniu.

Opóźnienie, odstępy między próbami i ITI

Zwiększanie przerw między grami może odegrać kluczową rolę w zachęcaniu do dalszej gry i może być czynnikiem wpływającym na popularność niektórych gier. Na przykład gry loteryjne charakteryzują się dłuższymi opóźnieniami między grami i często są najpopularniejszymi i najczęściej granymi grami (). Chociaż może to wynikać z dużej dostępności loterii (pośród wielu czynników), w niektórych jurysdykcjach (np. w Wielkiej Brytanii) obok losów na loterię (np. zdrapek) oferowane są inne gry, co podlega kontroli dostępności. Mimo to w lotto gra o wiele więcej osób niż w podobnie dostępne gry i robi to częściej. Jednakże postrzegane ryzyko szkód jest bardzo niskie, chociaż nie jest jasne, czy „uzależniająca” gra hazardowa wynika z konkretnych gier () lub specyficzne cechy behawioralne (). Niektóre mobilne gry wideo wykorzystują podobne efekty, wymuszając opóźnienia między grami w gry przypominające hazard. Zakłady na żywo, które są powiązane z urządzeniami mobilnymi () i problematyczny hazard (; ), łączy w sobie zabawę ciągłą i nieciągłą. Zrozumienie roli czasu i opóźnienia w zachowaniach związanych z hazardem ma ważne konsekwencje w przypadku nowszych form hazardu, takich jak hazard mobilny (gdzie mocno promowane są zakłady na żywo), ponieważ sposób, w jaki ludzie korzystają ze smartfonów, prawdopodobnie zwiększy opóźnienia między grami. Termin „na żywo” odnosi się do zakładów postawionych na dane wydarzenie (np. mecz piłki nożnej) w trakcie jego trwania, podczas gdy w przypadku tradycyjnych form zakładów zakład jest dokonywany przed wydarzeniem. twierdzą, że zakłady na żywo mogą być bardziej uzależniające, ponieważ mają bardziej ciągły charakter. Jednakże w grze nadal występują znaczne przerwy, ponieważ zakłady są nadal ograniczone w ramach wydarzenia. Prawdziwe dane dotyczące zakładów na żywo () przynosi mieszane wnioski: chociaż istnieje wyraźne ryzyko problemowego hazardu, z ustaleń nie wynika jednoznacznie, że jest to spowodowane jego ciągłym charakterem; Gracze na żywo obstawiali mniej zakładów, a dzienne poziomy zakładów były niewielkie. Chociaż obstawiający na żywo obstawiali ogólnie więcej pieniędzy, mediana postawionych zakładów była niższa niż w przypadku tradycyjnych zakładów sportowych, a obstawiający na żywo ponieśli mniejszą stratę netto. sugerują, że bezpośredniość między zakładem a wynikiem może odegrać kluczową rolę w przyciąganiu ryzykownych lub impulsywnych graczy do gier hazardowych na żywo.

Literatura na temat uczenia się asocjacyjnego wskazuje, że zwiększone opóźnienia pomiędzy wzmocnieniami ułatwiają nabywanie uwarunkowanych zachowań (). model synchronizacji zakłada, że ​​zmniejszenie stosunku wzmocnień do ITI w warunkowaniu klasycznym i instrumentalnym zmniejsza liczbę wzmocnień do nabycia. Twierdzi się, że jest to niezależne od częściowego wzmocnienia, które zwiększa liczbę Próby ale nie posiłki. Literatura na temat efektu „odstępu próbnego”, badana głównie w kontekście warunkowania klasycznego (; ; ; ; ; ) stwierdził, że rozproszone próby ułatwiają warunkowanie.

Mniej jasne jest, czy większe opóźnienia w wygaszaniu wpływają na wydajność. twierdzą, że kluczowy jest raczej okres bez wzmocnienia niż zdarzenia niewzmacniające i że częściowe wzmocnienie nie ma wpływu na pominięte wzmocnienia podczas wymierania. Inne badania zidentyfikowały wpływ ITI na wymieranie, przy większym tłumieniu odpowiedzi obserwowanym przy krótszych ITI (; ).

Uważa się, że wyczucie czasu jest ważnym elementem iluzji kontroli (, ; ), błąd poznawczy, który jest powszechny w przypadku problemowego hazardu (). Iluzje kontroli, operacjonalizowane jako przeszacowanie związku między reakcją a wynikiem, można wywołać za pomocą zadania oceny awaryjnej, w którym zdarzenia te nie są ze sobą powiązane, ale wynik pojawia się bardzo często. Standardowe przykłady tego zadania obejmują zadanie naciśnięcia przycisku związane z aktywacją światła () lub zadanie polegające na podejmowaniu decyzji medycznych, polegające na ocenie związku pomiędzy lekiem eksperymentalnym a poprawą stanu pacjenta (). Na stopień, w jakim osoby niedepresyjne wykazują iluzję kontroli, wpływa opóźnienie między próbami: dłuższe ITI wiążą się z silniejszą iluzoryczną kontrolą u osób bez depresji (). Problemowi hazardziści wykazują silniejsze złudzenie kontroli w paradygmatach oceny awaryjnej (), chociaż kierunek przyczynowy tej zależności pozostaje niejasny: nadmierna ekspozycja na pewne schematy wzmocnień może zwiększyć iluzję kontroli lub osoby podatne na iluzje kontroli mogą być bardziej narażone na problemy z hazardem. Zawarliśmy zadanie wywodzące się z tego samego paradygmatu co , które uczestnicy mieli wykonać po zadaniu na automacie. Zmierzyliśmy także depresję, ponieważ wydaje się, że osoby z depresją dokonują bardziej wyważonych ocen w tym paradygmacie () z dłuższym ITI (). Zaburzony nastrój został również zidentyfikowany jako potencjalna droga do problemów z hazardem ().

Częściowe wzmocnienie Efekt wygaszenia i impulsywność

Efekt wygaszenia częściowego wzmocnienia (PREE) to paradoks behawioralny, w którym słabo wzmocnione zachowania utrzymują się dłużej bez wzmocnienia w porównaniu do częściej występujących wzmocnień (; ), na przykład podczas dłuższego okresu strat w grach hazardowych (; ; ). U osób często grających hazardowo stwierdzono częściowe deficyty wzmocnień1, którym wygaszenie tych skojarzeń zajmuje więcej czasu niż rekreacyjnym graczom (), zmiana, która może wystąpić w wyniku przewlekłego narażenia na harmonogramy wzmocnień w hazardzie. podają, że chociaż przypuszcza się, że częściowe wzmocnienie jest ważnym elementem hazardu, baza dowodów jest skąpa. Brak gaszenia został zidentyfikowany jako oznaka problemu z hazardem (). Brak wygaszenia także bezpośrednio (np. nieudane próby zaprzestania hazardu, uprawianie hazardu częściej niż zamierzano) lub pośrednio (np. pogoń za stratą) odpowiada wskaźnikom zaburzeń hazardowych () lub problematyczny hazard ().

Nie jest zaskakujące, że PREE powiązano z hazardem i wiele uwagi poświęcono badaniu tego zjawiska w automatach do gier. Automaty do gier mają zazwyczaj bardzo niski wskaźnik wzmocnienia (chociaż różni się to w przypadku automatów skomputeryzowanych), a gracze nie ustają w grze pomimo rosnących sekwencji strat. Istnieje literatura, w której wykorzystano zadania na automatach do zbadania wpływu częściowego wzmocnienia na uczenie się operanta. , , ,) przeprowadzili serię eksperymentów z wykorzystaniem symulowanego hazardu, aby przetestować teorie częściowego wzmocnienia i odkryli, że niższe prawdopodobieństwo nagrody było powiązane z większą wytrwałością. zastosował podobny paradygmat do testów ; ) teorie częściowego wzmocnienia poprzez manipulowanie kolejnością prób w zadaniu na automacie z niewielką liczbą prób nabycia. manipulował dużymi wygranymi i prawie nieudanymi zachowaniami podczas wymierania w podobnym paradygmacie automatu do gier, stwierdzając, że gęstość sytuacji potencjalnie nietrafionych wpływa na stopień, w jakim uczestnicy kontynuowali grę, ale nie na duże wygrane.

Różne harmonogramy wzmocnień potencjalnie wpływają na wygaszanie zachowań (; ) Hazard działa w oparciu o losowy schemat proporcji wzmocnienia, będący podzbiorem harmonogramu o zmiennym współczynniku. Mniej zrozumiałe niż schematy o zmiennym współczynniku, pouczające jest porównanie tego, jak harmonogramy o współczynniku losowym różnią się od harmonogramów o zmiennym współczynniku. Typowy rozkład liczby prób do momentu wzmocnienia odpowiedzi według losowych schematów proporcji ma wzór w kształcie litery L; liczba prób szybko spada po niewielkiej liczbie zagrań, ale trwa w nieskończoność z bardzo niskim prawdopodobieństwem. W przeciwieństwie do harmonogramu o zmiennym współczynniku zwykle (choć niekoniecznie) jest tak, że prawdopodobieństwo liczby prób wzmocnienia jest równomiernie rozłożone i istnieje górna granica liczby prób, zanim zachowanie zostanie wzmocnione (). Badania porównujące te harmonogramy nie wykazały wyraźnych różnic; nie odkryli żadnej różnicy pomiędzy schematami zmiennych i losowych proporcji w grach hazardowych, chociaż w tym badaniu zidentyfikowano słabe punkty (). nie stwierdzili różnicy pomiędzy trzema schematami wzmacniania współczynnika (zmiennym, stałym i losowym) u zwierząt. Ostatnie badania sugerują, że schematy o losowych proporcjach charakteryzują się bardziej perseweratywnym zachowaniem w porównaniu ze schematami o stałych proporcjach, szczególnie gdy liczba prób wzmocnienia jest bardzo duża ().

Zadanie na automacie, które opisujemy w tym raporcie, zostało zaprojektowane w taki sposób, że uczestnicy zostali poproszeni o zaryzykowanie pieniędzy wygranych podczas eksperymentu, ale kwota wygranych pieniędzy stopniowo rosła. Warunki o niskim wzmocnieniu miały na celu stworzenie sytuacji podobnej do hazardu na prawdziwe pieniądze. Jedną z krytyki wielu eksperymentów z automatami do gry było to, że w badaniach tych zwykle stosowano wysoki współczynnik wzmocnienia w porównaniu z prawdziwymi automatami do gry (; ). Mechaniczny automat z trzema bębnami ma prawdopodobieństwo wygranej wynoszące 9%, ale różni się to w przypadku automatów skomputeryzowanych (). W badaniach dotyczących hazardu (np. ; ) w paradygmatach wymierania zastosowano wyższe współczynniki wzmocnienia (20%). Zdecydowaliśmy się zastosować współczynnik wzmocnienia wynoszący 30%, działając na podstawie losowego harmonogramu wzmocnień, podobnego do prawdziwego hazardu na automatach.

Zmierzono impulsywność zgłaszaną przez samych siebie. Impulsywność jest zapowiedzią wytrwałego hazardu w obliczu rosnących strat i stanowi drogę do problematycznego hazardu. odkryli, że impulsywni gracze dłużej „gonili” za przegraną w grze hazardowej, w której prawdopodobieństwo wygranej malało w miarę kontynuowania eksperymentu. Impulsywność została zidentyfikowana jako czynnik ryzyka problemowego hazardu, u osób problemowych (; ) wykazują wyższą impulsywność, którą sami zgłaszają.

Aby sprawdzić, czy te efekty behawioralne zachęcają do hazardu perseweracyjnego, przeprowadziliśmy dwuczęściowy eksperyment, w którym manipulowano ITI i szybkością wzmocnienia. Uczestnicy zostali przydzieleni do jednej z czterech grup i poddani działaniu wysokiego lub niskiego poziomu wzmocnienia oraz długiego lub krótkiego ITI pomiędzy grami. Stowarzyszenia rozwiązywano po zdobyciu określonej kwoty pieniędzy. Następnie uczestnicy wykonywali zadanie oceny awaryjnej, w ramach którego oceniali skuteczność eksperymentalnego leku. Literatura na temat częściowego wzmocnienia przewiduje, że osoby narażone na niższą stopę wzmocnienia wytrzymają dłużej. Oparte na próbach rachunki wymierania przewidują, że próby masowego wymierania powinny tłumić reakcję szybciej, w przeciwieństwie do rachunku opartego na czasie, w którym nie powinno być żadnej różnicy. Jak wynika z poprzednich eksperymentów dotyczących wytrwałości w pogoni za stratą, impulsywni hazardziści również powinni dłużej trwać w wyginięciu.

Materiały i Metody

Wnętrze

Eksperyment miał charakter czynnikowy 2 × 2 między podmiotami, a współczynnikiem wzmocnienia i ITI manipulowano czynnikami. Wskaźniki wzmocnienia wynosiły 0.7 i 0.3. ITI były albo długie (10 s), albo krótkie (3 s).

W każdym badaniu uczestnicy mieli wybór: grać lub nie. Zmienną zależną była liczba badań, w których uczestnicy zdecydowali się na hazard. Rejestrowano również wynik gry i kwotę wygraną przez uczestników. Do analizy fazę wymierania podzielono na bloki po 10 prób. Uczestnicy otrzymali także zadanie oceny sytuacji awaryjnej. W zadaniu dotyczącym oceny awaryjnej miarami była proporcja badań, w których podawano lek, oraz ocena ewentualna dokonana przez uczestników. Impulsywność i depresję mierzono za pomocą Skali Impulsywności Barratta (BIS-11; ) i Inwentarz Depresji Becka (BDI; ) odpowiednio. BIS-11 to 30-elementowy miernik, który mierzy trzy czynniki wyższego rzędu: impulsywność uwagi, brak planowania i impulsywność motoryczną (). BDI to 24-elementowa miara, która mierzy wiele poziomów nasilenia depresji, odróżnia depresję od lęku i ma silną spójność wewnętrzną (). Nie przeprowadzono żadnych dalszych pomiarów różnic indywidualnych lub zachowań poza tymi tu opisanymi.

Uczestnicy

Do udziału w tym badaniu zrekrutowano 122 uczestników ze społeczności Uniwersytetu w Nottingham (średni wiek = 22.63, SD = 3.96, płeć – 69 kobiet i 53 mężczyzn)2. Badanie to zostało przeprowadzone zgodnie i za zgodą etyczną Komisji ds. Przeglądu Etyki Szkoły Psychologii Uniwersytetu w Nottingham. Wszyscy uczestnicy wyrazili pisemną zgodę przed rozpoczęciem eksperymentu.

Nie było dowodów na jakiekolwiek różnice cech pomiędzy grupami. W przypadku obu kwestionariuszy przeprowadzono jednokierunkową analizę wariancji (ANOVA), a dla BIS [F(4,166) = 1.543, p = 0.192] i BDI [F(4,166) = 0.662, p = 0.619] były nieistotne.

Procedura

Uczestnicy zostali losowo przydzieleni do jednego z czterech warunków. W pierwszej części eksperymentu uczestnicy zostali poproszeni o udział w paradygmacie PREE w kontekście symulowanego automatu do gier (Postać Figure11). Uczestnikom powiedziano, jak działa automat i jaka jest wysokość wygranej w przypadku każdego rodzaju zwycięskiego wyniku. Symulowany automat był prostym automatem jednoliniowym z trzema bębnami. Uczestnicy wygrywali pieniądze, jeśli ikony na trzech bębnach pasowały. Było pięć różnych ikon (cytrynowa, wiśniowa, gruszkowa, pomarańczowa i szczęśliwa siódemka), których zwycięskie wartości wynosiły 10, 15, 20, 25 i 30 pensów. Prawdopodobieństwo wystąpienia każdego zwycięskiego wyniku było takie samo, więc średni wynik zwycięski wyniósł 20 pensów (0.35 dolara).

RYSUNEK 1 

Zrzuty ekranu przedstawiające uczestników pokazu automatu do gier zostały przekazane podczas zadania częściowego wzmocnienia.

W każdej próbie uczestnicy mieli wybór między hazardem a skakaniem. Przyciski zostały podświetlone, aby uczestnicy byli świadomi dwóch możliwości, jakie mieli. Niezależnie od tego, czy zdecydowali się na hazard, czy nie, obrazy na trzech bębnach prezentowane na ekranie były odświeżane co 500 ms, aby sprawiać wrażenie ruchu. Po 1500, 3000 i 4500 ms jedna z rolek (od lewej do prawej) przestała się zwijać. Jeśli bębny się zgadzały, a uczestnik zagrał, otrzymywał pieniądze odpowiadające wartości ikon na bębnie. Jeśli bębny nie pasowały, przegrywali postawiony zakład, który został ustalony na 3 pensy (0.03 GBP, co odpowiada około 0.05 USD). Zwycięstwom i przegranym towarzyszyły wizualne i dźwiękowe informacje zwrotne, które różniły się w zależności od wyniku. Odgłosy te były inne, jeśli uczestnicy pominęli hazard. Przez cały czas trwania zadania uczestnicy byli informowani o swoim aktualnym saldzie. Pomiędzy każdą próbą przyciski na ekranie pozostawały czerwone, co oznaczało, że uczestnicy nie mogli postawić kolejnego zakładu. ITI dla krótkiego warunku ITI wynosiło 3000 ms i 10000 ms dla długiego stanu ITI.

Uczestnikom zaprezentowano 10 prób praktycznych, zanim gra rozpoczęła dodawanie lub odejmowanie pieniędzy od gracza. Uczestnicy zostali poinformowani o zakończeniu prób praktycznych. Po rozpoczęciu prób eksperymentalnych uczestnicy grali aż do osiągnięcia kryterium, ustalonego jako wygranie w banku ponad 10.00 funtów (15.40 dolarów). Po osiągnięciu kryterium uczestnicy zostali poddani 50 próbom wyginięcia, w których nie można było wygrać pieniędzy na automacie, po czym zadanie kończyło się automatycznie. Wymieranie mierzono poprzez tłumienie ich zachowań związanych z hazardem; uczestnicy nie zostali poinformowani o fazie wymierania na koniec eksperymentu. Próby praktyczne zakończyły się zwycięskimi próbami (które nie przyniosły efektów), a faza wygaśnięcia nie przyniosła żadnych zwycięstw ani pieniędzy. Fazy ​​praktyki i wygaśnięcia były identyczne w każdym stanie, z wyjątkiem tego, na co byli narażeni różni uczestnicy ITI.

Po ukończeniu paradygmatu PREE uczestnicy zostali poproszeni o dokonanie szeregu ocen awaryjnych na temat skuteczności fikcyjnego leku eksperymentalnego w kontekście powrotu do zdrowia pacjenta. Paradygmat oceny awaryjnej został zaadaptowany na podstawie wcześniej opublikowanego badania (). W tym paradygmacie uczestnikom przedstawiono informacje na temat fikcyjnego leku, który miał leczyć fikcyjną zakaźną chorobę skóry, która miała nieprzyjemne konsekwencje w przypadku wybuchu epidemii/kryzysu. Uczestnikom dano możliwość wyboru pomiędzy podaniem leku a nie podaniem leku, a bezpośrednio po badaniu otrzymali informację zwrotną dotyczącą wyniku (czy sytuacja pacjenta poprawiła się, czy nie). Paradygmat miał na celu wywołanie iluzji kontroli poprzez wysoką gęstość wyników – podstawowy wskaźnik pożądanego wyniku (pacjent wyzdrowiał) był wysoki (0.8) i był całkowicie niezależny od decyzji użytkownika. Po podjęciu decyzji uczestnicy zostali poinformowani o wyniku wyboru i nastąpiła krótka przerwa (3500 ms), zanim ponownie przedstawiono im decyzję.

Po każdym zestawie 10 badań uczestnicy zostali poproszeni o ocenę skuteczności leku. Uczestnicy zostali poproszeni o ocenę skuteczności leku w skali od 0 do 100. Reprezentowało to zacieniony pasek na środku ekranu, na którym otrzymywali informację zwrotną na temat wybranej przez siebie liczby, określonej na podstawie odległości pasek, który kliknęli. Uczestnicy mogli powtarzać klikanie suwaka, aż byli zadowoleni ze swojego wyboru, po czym zostali poproszeni o potwierdzenie wyboru za pomocą osobnego przycisku.

Podejście analityczne

Aby ocenić długość wymierania dla każdej grupy, odsetek dokonanych ryzyk uśredniono w pięciu blokach po 10 prób. Analiza danych przebiegała dwuetapowo. Po pierwsze, przeprowadzono czynnikową analizę ANOVA na danych dotyczących oceny ekstynkcji i kontyngencji, przy czym przeprowadzono mieszaną analizę ANOVA 5 (blok) × 2 (ITI) × 2 (stopień wzmocnienia). Przeprowadzono ANOVA o mieszanym projekcie 10 × 2 × 2 na 10 ocenach awaryjnych dokonanych przez uczestników. Aby przetestować wpływ różnic indywidualnych na zachowania hazardowe i hazard perseweratywny, oszacowano serię modeli regresji Poissona na podstawie liczby prób, w których uczestnicy grali podczas nabywania i wygaszania. Odbyło się to w trzech etapach. Najpierw skonstruowano model początkowy, do którego nie wprowadzono żadnych współzmiennych. Następnie skonstruowano drugi model regresji, w którym uwzględniono ITI, stopień wzmocnienia, wyniki BIS, wyniki BDI i człon interakcji pomiędzy ITI a stopniem wzmocnienia. ITI i stopień wzmocnienia zakodowano fikcyjnie (wysoki ROR = 1, niski = 0; krótki ITI = 1, długi = 0), a wyniki BIS/BDI przeskalowano ze średnią 0. Porównano to z modelem zerowym przy użyciu test współczynnika wiarygodności (LRT). LRT są zwykle używane w modelowaniu zmiennych ukrytych w celu porównania dwóch modeli zagnieżdżonych, na przykład w analizie klas ukrytych () lub pomiędzy dopasowaniem dwóch modeli regresji, jak w tym przypadku. Następnie porównano to z pełnym modelem, w którym modelowano warunki interakcji dla każdej współzmiennej.

Na tym etapie dane zostały przetestowane w celu sprawdzenia, czy pasują do rozkładu Poissona. Co najważniejsze, regresja Poissona zakłada, że ​​średnia warunkowa i wariancja są równe. Chociaż odchylenia od tego założenia mają niewielki wpływ na ogólne współczynniki regresji, gdy nadmierne rozproszenie (wariancja większa niż średnia) jest znaczne, powoduje to zmniejszenie błędów standardowych, zwiększając ryzyko fałszywie dodatnich wyników. Chociaż do ich dostosowania można zastosować solidne błędy standardowe (), alternatywą jest oszacowanie ujemnego modelu regresji dwumianowej, który zawiera dodatkowy parametr umożliwiający nadmierne rozproszenie modelu. W przypadku danych akwizycyjnych przyjęto takie podejście. W przypadku danych dotyczących ekstynkcji, chociaż dane były nadmiernie rozproszone, poziom rozproszenia był znacznie mniejszy, dlatego też w modelu regresji zastosowano solidne błędy standardowe.

W danych dotyczących niskiego wskaźnika wymierania wzmocnień stwierdzono szereg wartości odstających. Analiza danych wykazała, że ​​pewna liczba hazardzistów w niskim wzmocnieniu i długim stanie ITI zaprzestała hazardu w przypadku mniej niż dwóch hazardów, aby doszło do wyginięcia i że były to odstające punkty danych. Ci uczestnicy (n = 3) zgłosili w podsumowaniu, że traktują 10 funtów jako najważniejsze, albo przestają wygrywać natychmiast po wygraniu 10 funtów, albo przestają utrzymywać się na poziomie powyżej 10 funtów, niezależnie od jakichkolwiek zmian w sytuacji awaryjnej. Uczestnicy ci zostali wykluczeni z dalszej analizy.

Efekt

Zachowanie związane z hazardem

Aby zbadać wpływ zmiennych behawioralnych i cech na zachowanie nabywania, zastosowano offsetowy model regresji dwumianowej z przesunięciem ujemnym do kontroli różnicowych skutków narażenia, gdzie te same zmienne wykorzystano w modelach ograniczonym i pełnym czynnikowym jako dane ekstynkcji. Ujawniły one, że model ograniczony (Stół Table11) był lepiej dopasowany niż model zerowy (G2 = 22.74, p < 0.001), ale pełny model czynnikowy nie był lepiej dopasowany niż model ograniczony (G2 = 6.359, p = 0.784). Ujawniło to, że uczestnicy narażeni na wyższy współczynnik wzmocnienia częściej grali w celu przejęcia.

Tabela 1 

Przesunięcie ujemnego modelu regresji dwumianowej danych akwizycji.

Zadanie PREE

Analiza ANOVA przeprowadzona na danych dotyczących ekstynkcji ujawniła główne skutki blokowania, F(2.541,292.187) = 131.095, p <0.001, η2p = 0.533, gdzie kontrast liniowy był istotny, F(1,115) = 229.457, p <0.001, η2p = 0.666, a stopień wzmocnienia, F(1,115) = 82.912, p <0.001, η2p = 0.419, ale bez efektu głównego ITI, F(1,115) = 1.455, p = 0.23. Występowała interakcja między blokiem a szybkością zbrojenia, F(2.541,292.187) = 22.801, p <0.001, η2p = 0.165 i dalsza interakcja między szybkością wzmocnienia a ITI, F(1,115) = 6.317, p = 0.0133, η2p = 0.052. Nie było interakcji pomiędzy blokiem a ITI, F(2.541,292.187) = 1.124, p = 0.334, czyli interakcja trójstronna, F(2.541,292.187) < 1. Główny efekt bloku wskazywał, że odpowiedzi zmniejszały się wraz ze wzrostem liczby bloków (tj. wygaszanie uczestników). To oddziaływało z szybkością wzmocnienia, ponieważ uczestnicy wystawieni na większą szybkość wzmocnienia gasli szybciej, co sugeruje obecność PREE. Główny efekt szybkości wzmocnienia oznaczał to samo ustalenie. Tempo wzmocnienia i interakcja ITI wskazywały, że gdy stopień wzmocnienia był niski przy długim ITI, uczestnicy dłużej ryzykowali wyginięciem (Postać Figure22). Blok i tempo wzmacniania oraz interakcja pomiędzy blokiem i szybkością wzmacniania były duże (η2p > 0.12), podczas gdy interakcja między szybkością wzmocnienia a interakcją ITI była efektem małym lub średnim.

RYSUNEK 2 

Wykres danych dotyczących ekstynkcji dla wszystkich grup, w blokach po 10 prób.

Różnice indywidualne

Aby przetestować rolę różnic indywidualnych w hazardzie perseweratywnym, zastosowano procedurę regresji Poissona w odniesieniu do liczby hazardów w fazie wygaśnięcia. LRT wskazało, że początkowy model ograniczony lepiej pasował do danych w porównaniu z modelem zerowym (G2 = 581.15, p < 0.001). Model regresji ograniczonej (Stół Table22) wskazało, że niższe wskaźniki wzmocnienia i dłuższe ITI przewidywały dłuższe perseweracyjne hazardowanie. Terminy te oddziaływały w taki sam sposób, jak silnia ANOVA. Następnie przeprowadzono kolejny model regresji obejmujący warunki interakcji pomiędzy różnymi współzmiennymi (Stół Table33) z tymi samymi zmiennymi co regresja w Stół Table11. LRT porównujący ograniczony i pełny model regresji czynnikowej wykazał, że pełny model czynnikowy lepiej pasował do danych (G2 = 66.44, p < 0.001). Ujawniło to te same znaczące efekty, co poprzednio, ale także to, że wyższa impulsywność zgłaszana przez samych siebie przewidywała dłuższe perseweracyjne uprawianie hazardu. Istniała tendencja sugerująca, że ​​wchodzi to w interakcję z szybkością wzmacniania, przy czym mniej impulsywne osoby wydają się mniej wytrwałe w warunkach niskiego wzmocnienia. Wyniki dwóch miar psychometrycznych współdziałały ze sobą i istniała trójstronna interakcja pomiędzy ITI, stopniem wzmocnienia i BDI, przy czym osoby z większą depresją charakteryzowały się wysokim współczynnikiem wzmocnienia, krótkim hazardem grupowym ITI z dłuższym wygaśnięciem (Postać Figure33).

Tabela 2 

Ograniczony model regresji Poissona danych ekstynkcji z solidnymi błędami standardowymi.
Tabela 3 

Pełny model regresji Poissona danych ekstynkcji z solidnymi błędami standardowymi.
RYSUNEK 3 

Wykres pudełkowy stanu depresji i proporcji hazardów w wyginięciu dla każdego z czterech warunków.

Zadanie oceny awaryjnej

Analiza danych z oceny awaryjnej ujawniła, że ​​znaczący główny efekt blokady, F(6.526,737.416) = 3.735, p = 0.001, η2p = 0.032. Głównym efektem bloku był także znaczny kontrast liniowy, F(1,113) = 10.312, p = 0.002, η2p = 0.084, co wskazuje, że uczestnicy lepiej się kalibrowali, gdy później dokonywali oceny skuteczności leku (Postać Figure44). Główne efekty ZIT, F(1,113) < 1 i stopień wzmocnienia, F(1,113) < 1, nie zaobserwowano. Interakcje pomiędzy blokiem a ITI, F(6.526, 737.415) < 1, blok i stopień zbrojenia, F(6.526,737.415) < 1 oraz ITI i stopień wzmocnienia, F(1,113) = 1.109, p = 0.295, nie były istotne. Trójstronna interakcja między blokiem, szybkością zbrojenia, F(6.526,737.416) = 1.048, p = 0.399, również nie była istotna.

RYSUNEK 4 

Wykres średnich ocen awaryjnych na podstawie 10 ocen dokonanych przez uczestników.

Dyskusja

Wyniki tego eksperymentu pokazują, jak różne harmonogramy wzmocnień wpływają na zachowanie podczas symulowanego zadania hazardowego i mogą skutkować przedłużeniem gry w obliczu ciągłych strat. Rozszerza to również ustalenia z szeregu paradygmatów behawioralnych mierzących wytrwałość na sytuacje, w których uczestnicy proszeni są o podanie konkretnych preferencji. Zarówno stopień wzmocnienia, jak i ITI odegrały kluczową rolę w wpływie na to, jak długo uczestnicy grali, gdy skojarzenia wygasły, i te skojarzenia wchodziły w interakcję. Istnieją dowody na to, że różnice indywidualne wpływają na zachowanie w tych warunkach, przy czym bardziej impulsywne osobniki grają dłużej. Jeśli chodzi o tempo wzmacniania, wyniki tego badania odzwierciedlają obszerną literaturę, z której wielokrotnie wynikało, że skromniejszy harmonogram wzmocnień wiąże się z większą wytrwałością w wymieraniu. Odkrycia dotyczące ITI (i terminu interakcji) przewidywano w przeszłości, a w kilku badaniach zidentyfikowano wpływ odstępów między próbami na wymieranie zwierząt, ale według naszej wiedzy badania na ludziach w tym zakresie są bardzo ograniczone. Podkreśla to również, jak wpływ czasu na hazard perseweratywny ma potencjalne konsekwencje dla praktyki hazardowej, szczególnie w przypadku nowszych technologii hazardowych, które mogą zmieniać opóźnienia między grami. Wyniki badań związanych z impulsywnością nawiązują do literatury, która wcześniej sugerowała, że ​​osoby impulsywne utrzymują się dłużej, gdy tracą dużo pieniędzy. Stanowi to kontynuację badań, które podkreślają znaczenie procesów behawioralnych dla zachowań hazardowych i mają konsekwencje dla gier i technologii hazardowych, szczególnie tych, które zachęcają do sporadycznych wzorców gry.

Nasze ustalenia zasadniczo odzwierciedlają szereg badań, w których wykorzystano paradygmaty symulowanych automatów do gry w celu przetestowania częściowego wzmocnienia (, , ,; ). Zmierzyliśmy wymieranie nieco inaczej niż w poprzednich badaniach, prosząc uczestników, aby wybrali, czy kontynuować, czy nie, zamiast tego, kiedy odeszli od maszyny. Podobne efekty zaobserwowano wcześniej, gdy proszono ludzi o wybranie jednej z dwóch maszyn (). Należy zauważyć, że kwestionowano to, czy gracze są w stanie rozróżnić automaty o różnym stopniu wzmocnienia, mierzonym pod względem preferencji (np. czasu spędzonego na automacie) pomiędzy dwoma lub większą liczbą symulowanych automatów do gry (; ; ; ). Odkryliśmy, że wysoki poziom wzmocnienia był powiązany z wyższym poziomem zaangażowania na symulowanej maszynie. Jest to zasadniczo zgodne z literaturą, która wykazała, że ​​różnice pojawiają się, ale tylko wtedy, gdy istnieje wystarczająco duża luka we wzmocnieniu. Wyniki te obejmują sytuację, w której różne grupy mają kontakt z różnymi maszynami.

Obie grupy o niskim wzmocnieniu wykazywały rozległy hazard perseweratywny. Ciągłe uprawianie hazardu jest potencjalnie behawioralnym wyznacznikiem pogoni za stratą. Pogoń za stratą jest często pierwszym pojawiającym się kryterium nieuporządkowanego hazardu (; ), a w modelach problemowego hazardu teoretycznie przedstawia się go jako punkt zwrotny w kierunku problemowego hazardu. Paradygmat wygaszania bada kontynuację w trakcie sesji, zjawisko uważane za bardzo ściśle powiązane z pogonią za stratą w problematycznym hazardzie (). Częściowe wzmocnienie było już wcześniej sugerowane jako alternatywne wyjaśnienie zjawiska gonienia za stratą (), zwłaszcza w celu kontynuacji hazardu. Inne wyjaśnienia pogoni za stratą zwykle odwołują się do błędu hazardzisty (). Wyniki tego badania potwierdzają rolę częściowego wzmocnienia w pogoni za stratą, aczkolwiek ograniczają się do perseweracyjnych aspektów pogoni za stratą. Aby to zweryfikować, konieczne byłoby przeprowadzenie dalszych badań dotyczących wielkości zakładów. Należy jednak zauważyć, że jeśli chodzi o kryteria kliniczne (np. w przypadku zaburzeń hazardowych w DSM), większy nacisk kładzie się na wytrwałość. Podobnie odkryliśmy, że osoby impulsywne dłużej ryzykowały wyginięciem, co zaobserwowano wcześniej w literaturze () i interpretować jako dowód, że osoby impulsywne dłużej gonią za stratami.

Biorąc pod uwagę ITI, chociaż odkryliśmy, że jednostki dłużej utrzymywały się na wyginięciu przy dłuższym ITI, ich zachowania związane z hazardem nie różniły się systematycznie pod względem nabywania. Odkrycie wymierania wydaje się być nieco bardziej spójne z relacją PREE opartą na próbach (), chociaż nie testowaliśmy bezpośrednio obu kont. Odkrycie to w pewnym stopniu kontrastuje z badaniami, które wykazały, że krótsze opóźnienia wiążą się z większym zaangażowaniem () i większe preferencje dotyczące ryzyka (). Nie stwierdziliśmy, że ludzie preferowali dłuższe automaty ITI, ale grali na nich dłużej, gdy byli zmuszeni dokonać wyboru. Kluczową kwalifikacją jest to, że rozwój automatów do gry wskazuje, że maszyny raczej przyspieszały niż zwalniały. Jednakże sposób, w jaki poszczególne osoby wchodzą w interakcję z urządzeniami, które można wykorzystać do gier hazardowych, takimi jak smartfony, zwykle zwiększa opóźnienia i jest czasami wykorzystywany w mobilnych grach wideo w podobnym celu; gracze mają możliwość obstawiania wartościowych przedmiotów w grze w dużych odstępach czasu (np. raz dziennie) i mogą ponownie grać na prawdziwe pieniądze. Podobną obawę budzi to, że niektóre interwencje mające na celu ograniczenie szkód powodowanych przez hazard polegają na wymuszaniu przerw w sesji hazardowej. Chociaż wpływa to raczej na czas między sesjami niż na próby, skojarzeniowe rachunki czasu wskazują na podobny wynik. Wyniki tego badania sugerują, że przy tego rodzaju interwencjach należy zachować ostrożność. Co więcej, obawa ta nie jest pozbawiona poparcia empirycznego, ponieważ niedawne badanie wykazało, że wymuszanie przerw bez treści ukierunkowanych na postawy lub zachowania graczy zwiększa motywację jednostek do kontynuowania hazardu (). Chociaż niniejsze badanie wyjaśnia te ustalenia w kontekście zakończenia behawioralnego, można postulować interpretację skojarzeniową, która jest ściśle zgodna z obecnymi ustaleniami.

Główny efekt blokady (i znaczący kontrast liniowy) pokazał, że zachowania hazardowe uczestników zostały stłumione w miarę postępu wymierania i wymieranie to trwało im dłużej uczestnicy przegrywali. Stwierdzono główny efekt szybkości zbrojenia. Jest to klasyczny efekt PREE, który zaobserwowano od tego czasu w wielu badaniach . Te dwa główne efekty również na siebie oddziaływały; behawioralnie jest to powtórzenie PREE, ponieważ prędkość, z jaką uczestnicy gasli, była większa przy wysokim wskaźniku wzmocnienia.

Zaobserwowano także interakcję pomiędzy szybkością wzmocnienia a ITI. Analizy silnie sugerują, że ta interakcja była napędzana przez grupę ITI o niskim wzmocnieniu i długim, która wydawała się wykazywać odporność na ekstynkcję w pierwszych dwóch blokach (chociaż nie zaobserwowano interakcji z blokiem). odkryli podobny wzór wyników manipulujących ITI w paradygmacie częściowego wzmocnienia, aczkolwiek ze znacznie większymi przerwami między próbami. Ustalenie to również wydaje się być zgodne z przegląd wymierania. Odkrycie to jest szczególnie interesujące w kontekście nowszych technologii hazardowych, takich jak gry hazardowe na smartfonach, w przypadku których przewiduje się większe różnice między grami ze względu na sposób korzystania z tych urządzeń. Model ścieżek (), dobrze uzasadniony model problemowego hazardu, przewiduje, że istnieją trzy ścieżki prowadzące do problemowego hazardu, które mają wspólne podstawy uczenia się skojarzeniowego i poznawczego, a w szczególności, że istnieje „ścieżka uwarunkowana behawioralnie” napędzana wyłącznie przez to, w porównaniu z innymi, które kładą nacisk wrażliwość emocjonalna i cechy antyspołeczne/impulsywne.

Jedyną różnicą zaobserwowaną w zadaniu oceny sytuacji awaryjnej był główny efekt bloku: oceny uczestników stawały się lepiej kalibrowane w miarę postępu zadania. Liniowy kontrast w tym przypadku był również znaczący, potwierdzając kierunek odkryć. Uczestnicy wykazali iluzję kontroli, ponieważ oceny awaryjne były znacznie większe niż związek między reakcją a wynikiem. Nie zaobserwowano wpływu ITI ani szybkości wzmocnienia. Biorąc pod uwagę niejasne mechanizmy przyczynowe leżące u podstaw iluzji kontroli (), może się zdarzyć, że deficyt przetwarzania behawioralnego stanowi czynnik ryzyka problematycznego hazardu. W związku z tym interesujące byłoby sprawdzenie, czy wykonanie tego zadania, wykonane przed zadaniem związanym z hazardem, pozwala później przewidzieć zachowanie związane z hazardem.

Odkryliśmy, że osoby z depresją grały dłużej w grupie wzmocnionej, krótkiej ITI. Osoby z depresją często wolą szybkie, losowe gry (np. na automatach), które wywołują negatywne wzmocnienie w postaci złego nastroju (). Teorie problemowego hazardu podkreślają znaczenie wzmocnienia negatywnego u osób doświadczających traumatycznych wydarzeń życiowych lub zaburzonego nastroju; Przypuszcza się, że wzmocnienie negatywne jest ważnym elementem zachowań związanych z uzależnieniem. W odniesieniu do ITI oporność na zmiany oczekiwań obserwowana u osób z depresją i u osób (), w połączeniu ze zmianami w uczeniu się w depresji spowodowanymi ITI, które wykorzystano do wyjaśnienia efektu realizmu depresyjnego, mogą wyjaśniać to odkrycie. W szczególności literatura dotycząca ITI i iluzji kontroli wykazała, że ​​w przypadku zdarzeń pozytywnych wzrost ITI nie wpływał na ocenę sytuacji awaryjnej, ale u osób z depresją był on hamowany w taki sam sposób, jak powiązania niewarunkowe (, ; ). Biorąc pod uwagę, że ten kierunek badań zdecydowanie sugeruje, że ZIT wpływają na różne zachowania osób z depresją, może być tak, że zwiększenie ITI ma taki sam wpływ na zmiany oczekiwań, jak na oceny awaryjne, co może wyjaśniać te ustalenia. Jest to jednak spekulacja i wymaga dalszych badań w celu zbadania.

Badanie to podkreśla, jak różne harmonogramy wzmocnień wpływają na zachowania związane z hazardem. Uczestnicy poddani działaniu niższego poziomu wzmocnienia wytrzymali dłużej. To wchodziło w interakcję z ITI, ponieważ uczestnicy wystawieni na dłuższy ITI i niski współczynnik wzmocnienia ryzykowali dłuższym wyginięciem. Uczestnicy o wyższej samozwańczej impulsywności dłużej ryzykowali wyginięciem. Wyniki pokazują, że manipulowanie cechami behawioralnymi w symulowanej grze hazardowej może skutkować dłuższym perseweratywnym hazardem.

Autorskie Wkłady

Wszyscy wymienieni autorzy wnieśli istotny, bezpośredni i intelektualny wkład w powstanie pracy oraz zatwierdzili ją do publikacji. Za gromadzenie i analizę danych odpowiadał Richard James. Niniejsza praca stanowi część jego badań doktoranckich.

Oświadczenie o konflikcie interesów

Autorzy oświadczają, że badanie zostało przeprowadzone przy braku jakichkolwiek powiązań handlowych lub finansowych, które mogłyby być interpretowane jako potencjalny konflikt interesów.

 

Finansowanie. Badania zawarte w tym raporcie zostały sfinansowane przez Radę ds. Badań Ekonomicznych i Społecznych (ES/J500100/1) oraz Radę ds. Badań nad Inżynierią i Naukami Fizycznymi (EP/GO37574/1).

 

1Z tego badania wynika, że ​​wybrana przez nich próba hazardzistów często (n = 19) obejmowało tylko trzech patologicznych hazardzistów, a średnia liczba zatwierdzonych kryteriów DSM-IV dotyczących patologicznego hazardu wyniosła 2.3, co wskazuje, że jest to różnica stwierdzona w przypadku niskiego i umiarkowanego poziomu problematycznego hazardu.

2Pewna liczba uczestników, niezależnie od warunków, odpadła (n = 18). Uczestnicy, którzy się wycofali, zostali ponownie pobrani. Wszyscy uczestnicy, którzy odpadli, wypełnili pomiary depresji i impulsywności. Większość tych osób, które porzuciły naukę (82%), miała niski wskaźnik wzmocnienia i wysoki stan ITI. Przeprowadzono testy nieparametryczne, aby sprawdzić, czy uczestnicy, którzy odpadli, różnili się pod jakimkolwiek względem od pozostałych uczestników z tej samej sytuacji. Nie zaobserwowano znaczących różnic w wynikach impulsywności lub depresji, ani w częstości uprawiania hazardu przed rezygnacją z gry (test rang podpisanych Wilcoxona, p > 0.05). Wszyscy uczestnicy zostali poinformowani o wycofaniu się z eksperymentu. Uczestnicy, którzy zrezygnowali, zgłosili, że wycofali się z eksperymentu, ponieważ długość badania kolidowała z innymi zajęciami (np. wykładami).

Referencje

  • Abramson LY, Garber J., Edwards NB, Seligman ME (1978). Zmiany oczekiwań w depresji i schizofrenii. J. Abnorm. Psychol. 87 102. [PubMed]
  • Afifi TO, LaPlante DA, Taillieu TL, Dowd D., Shaffer HJ (2014). Zaangażowanie w hazard: rozważenie częstotliwości gry i łagodzącego wpływu płci i wieku. Int. J. Uzależniony od zdrowia psychicznego. 12 283–294. 10.1007/s11469-013-9452-3 [Cross Ref]
  • Stop LB, Abramson LY (1979). Ocena przypadkowości u uczniów z depresją i bez depresji: smutniejsza, ale mądrzejsza? J. Exp. Psychol. Gen. 108 441. [PubMed]
  • Amerykańskie Towarzystwo Psychiatryczne (2013). Podręcznik diagnostyczny i statystyczny zaburzeń psychicznych (DSM-5®). Waszyngton, DC: American Psychiatric Publishing.
  • Baker A., ​​Msetfi RM, Hanley N., Murphy R. (2010). „Depresyjny realizm? niestety nie mądrzejszy”, w Kliniczne zastosowania teorii uczenia się, red. Haselgrove M., Hogarth L., wyd. (Hove: Psychology Press; ), 153–179.
  • Barela PB (1999). Teoretyczne mechanizmy leżące u podstaw efektu odstępu między próbami w warunkowaniu strachowym Pawłowa. J. Exp. Psychol. Anim. Behav. Proces. 25 177. [PubMed]
  • Beck AT, Steer RA, Carbin MG (1988). Właściwości psychometryczne Inwentarza Depresji Becka: dwadzieścia pięć lat oceny. Clin. Psychol. Obrót silnika. 8 77-100.
  • Beck AT, Ward CH, Mendelson MM, Mock JJ, Erbaugh JJ (1961). Inwentarz do pomiaru depresji. Łuk. Gen. Psychiatry 4 561 – 571. 10.1001 / archpsyc.1961.01710120031004 [PubMed] [Cross Ref]
  • Błaszczyński A., Cowley E., Anthony C., Hinsley K. (2015). Przerwy w zabawie: czy osiągają zamierzone cele? J. Gambl. Stadnina. [Epub przed drukiem]10.1007/s10899-015-9565-7 [PubMed] [Cross Ref]
  • Błaszczyński A., Nower L. (2002). Model ścieżek problemowego i patologicznego hazardu. Nałóg 97 487-499. [PubMed]
  • Bouton ME, Woods AM, Todd TP (2014). Oddzielenie rachunków czasowych i próbnych efektu wygaszenia częściowego wzmocnienia. Behav. Proces. 101 23-31. [Artykuł bezpłatny PMC] [PubMed]
  • Breen RB, Zuckerman M. (1999). Pogoń za zachowaniami hazardowymi: determinanty osobowości i poznawcze. Pers. Individ. Diff. 27 1097-1111.
  • Cameron AC, Trivedi PK (2009). Mikroekonometria z wykorzystaniem Staty. College Station, Teksas: Stata Press.
  • Campbell-Meiklejohn DK, Woolrich MW, Passingham RE, Rogers RD (2008). Wiedza o tym, kiedy się zatrzymać: mózgowe mechanizmy pogoni za stratami. Biol. Psychiatria 63 293-300. [PubMed]
  • Capaldiego EJ (1966). Częściowe wzmocnienie: hipoteza efektów sekwencyjnych. Psychol. Obrót silnika. 73 459. [PubMed]
  • Capaldi EJ, Martins AP (2010). Zastosowanie wspomnień o skutkach wzmocnień głównie do warunkowania Pawłowa. Uczyć się. Motyw 41 187-201.
  • Coates E., Błaszczyński A. (2014). Predyktory dyskryminacji stopy zwrotu w grach na automatach. J. Gambl. Stadnina. 30 669–683. 10.1007/s10899-013-9375-8 [PubMed] [Cross Ref]
  • Collins LM, Lanza ST (2010). Analiza klas ukrytych i przejść ukrytych: z zastosowaniami w naukach społecznych, behawioralnych i o zdrowiu. Hoboken, NJ: John Wiley and Sons.
  • Crossman EK, Bonem EJ, Phelps BJ (1987). Porównanie wzorców odpowiedzi w harmonogramach o stałym, zmiennym i losowym stosunku. J. Exp. Analny. Behav. 48 395 – 406. 10.1901 / jeab.1987.48-395 [Artykuł bezpłatny PMC] [PubMed] [Cross Ref]
  • Dickersona MG (1979). Harmonogramy FI i wytrwałość w grach hazardowych w brytyjskim biurze bukmacherskim. J. Appl. Behav. Analny. 12 315-323. [Artykuł bezpłatny PMC] [PubMed]
  • Dickersona MG (1984). Kompulsywni hazardziści. Londyn: Addison-Wesley Longman Ltd.
  • Dixon MJ, Fugelsang JA, MacLaren VV, Harrigan KA (2013). Hazardziści potrafią rozróżnić elektroniczne automaty do gier hazardowych „wąskie” od „luźnych”. Wewnętrzne Hazard. Stadnina. 13 98-111. 10.1080 / 14459795.2012.712151 [Cross Ref]
  • Dixon MJ, Harrigan KA, Jarick M., MacLaren V., Fugelsang JA, Sheepy E. (2011). Sygnatury pobudzenia psychofizjologicznego w przypadku gier na automatach. Wewnętrzne Hazard. Stadnina. 11 393-407.
  • Dymond S., McCann K., Griffiths J., Cox A., Crocker V. (2012). Alokacja odpowiedzi w sytuacjach awaryjnych i oceny wyników w grach hazardowych na automatach. Psychol. Nałogowiec. Behav. 26 99 – 111. 10.1037 / a0023630 [PubMed] [Cross Ref]
  • Fantino E., Navarro A., O'Daly M. (2005). Nauka o podejmowaniu decyzji: zachowania związane z hazardem. Wewnętrzne Hazard. Stadnina. 5 169-186.
  • Fortune EE, Goodie AS (2012). Zniekształcenia poznawcze jako składnik i cel leczenia patologicznego hazardu: przegląd. Psychol. Nałogowiec. Behav. 26 298. [PubMed]
  • Gallistel CR, Gibbon J. (2000). Czas, tempo i uwarunkowania. Psychol. Obrót silnika. 107 289. [PubMed]
  • Szary HM, LaPlante DA, Shaffer HJ (2012). Charakterystyka behawioralna graczy internetowych, którzy wyzwalają interwencje w zakresie odpowiedzialnego hazardu korporacyjnego. Psychol. Nałogowiec. Behav. 26 527 – 535. 10.1037 / a0028545 [PubMed] [Cross Ref]
  • Griffiths MD, Auer M. (2013). Nieistotność rodzaju gry w nabywaniu, rozwoju i utrzymywaniu problematycznego i patologicznego hazardu. Z przodu. Psychol. 3: 621 10.3389 / fpsyg.2012.00621 [Artykuł bezpłatny PMC] [PubMed] [Cross Ref]
  • Harrigan KA (2007). Charakterystyka strukturalna automatu do gry: zniekształcone poglądy gracza na temat procentów zwrotu. J. Gambl. Kwestie 215–234. 10.4309/jgi.2007.20.7 [Cross Ref]
  • Harrigan KA, Dixon MJ (2009). Arkusze PAR, prawdopodobieństwa i gra na automatach: implikacje dla problematycznego i nieproblemowego hazardu. J. Gambl. Kwestie 81–110. 10.4309/jgi.2009.23.5 [Cross Ref]
  • Haw J. (2008a). Losowe harmonogramy wzmacniania: rola wczesnych zwycięstw i niewzmocnionych prób. J. Gambl. Kwestie 56–67. 10.4309/jgi.2008.21.6 [Cross Ref]
  • Haw J. (2008b). Związek między wzmocnieniem a wyborem automatu do gier. J. Gambl. Stadnina. 24 55–61. 10.1007/s10899-007-9073-5 [PubMed] [Cross Ref]
  • Hayden BY, Platt ML (2007). Dyskontowanie czasowe przewiduje wrażliwość na ryzyko u makaków rezusów. Curr. Biol. 17 49 – 53. 10.1016 / j.cub.2006.10.055 [Artykuł bezpłatny PMC] [PubMed] [Cross Ref]
  • Hing N., Gainsbury S., Błaszczyński A., Wood RT, Lubman D., Russell A. (2014). Interaktywny hazard. Raport dla Gambling Research Australia sporządzony przez Office of Liquor Melbourne, VC: Departament Sprawiedliwości ds. Gier i Wyścigów; Dostępne o: http://www.gamblingresearch.org.au/resources/6482d5fa-f068-41e5-921f-facd4f10365e/interactive+gambling.pdf [Dostęp: 1 sierpnia 2014].
  • Horsley RR, Osborne M., Norman C., Wells T. (2012). Osoby uprawiające hazard o wysokiej częstotliwości wykazują zwiększoną odporność na wymieranie w wyniku częściowego wzmocnienia. Behav. Brain Res. 229 438-442. [PubMed]
  • Humphreysa LG (1939). Wpływ losowej zmiany wzmocnienia na nabywanie i wygaszanie warunkowanych reakcji powiek. J. Exp. Psychol. 25 141.
  • Hurlburt RT, Knapp TJ, Knowles SH (1980). Symulowana gra na automacie z równoległymi harmonogramami zbrojenia o zmiennym współczynniku i losowych proporcjach. Psychol. Rozpustnik. 47 635–639. 10.2466/pr0.1980.47.2.635 [Cross Ref]
  • Kassinove JI, Schare ML (2001). Wpływ sytuacji „niemalże nietrafionej” i „wielkiej wygranej” na wytrwałość w grze na automatach. Psychol. Nałogowiec. Behav. 15 155. [PubMed]
  • Kräplin A., Dshemuchadse M., Behrendt S., Scherbaum S., Goschke T., Bühringer G. (2014). Dysfunkcjonalne podejmowanie decyzji w patologicznym hazardzie: specyfika wzorca i rola impulsywności. Psychiatry Res. 215 675-682. [PubMed]
  • LaBrie RA, LaPlante DA, Nelson SE, Schumann A., Shaffer HJ (2007). Ocena szans: prospektywne, podłużne badanie zachowań związanych z hazardem internetowym. J. Gambl. Stadnina. 23 347–362. 10.1007/s10899-007-9067-3 [PubMed] [Cross Ref]
  • LaPlante DA, Nelson SE, Gray HM (2014). Zaangażowanie szerokie i głębokie: zrozumienie zaangażowania w hazard internetowy i jego związku z problemami związanymi z hazardem. Psychol. Nałogowiec. Behav. 28 396 – 403. 10.1037 / a0033810 [PubMed] [Cross Ref]
  • Lesieur H., Blume S. (1987). Ekran hazardu South Oaks (SOGS): nowe narzędzie do identyfikacji patologicznych hazardzistów. Rano. J. Psychiatry 144 1184-1188. [PubMed]
  • Lewis DJ, Duncan CP (1956). Wpływ różnych procentów nagrody pieniężnej na wygaśnięcie reakcji pociągnięcia dźwigni. J. Exp. Psychol. 52 23. [PubMed]
  • Lewis DJ, Duncan CP (1957). Oczekiwanie i opór przed wygaśnięciem reakcji na pociągnięcie dźwigni jako funkcje procentu wzmocnienia i wielkości nagrody. J. Exp. Psychol. 54 115. [PubMed]
  • Lewis DJ, Duncan CP (1958a). Oczekiwanie i opór przed wygaśnięciem reakcji na pociągnięcie dźwigni w funkcji procentu wzmocnienia i liczby prób akwizycji. J. Exp. Psychol. 55 121. [PubMed]
  • Lewis DJ, Duncan CP (1958b). Doświadczenie zastępcze i częściowe wzmocnienie. J. Abnorm. Soc. Psychol. 57 321. [PubMed]
  • Linnet J., Rømer Thomsen K., Møller A., ​​Callesen MB (2010). Częstotliwość zdarzeń, podekscytowanie i chęć uprawiania hazardu wśród patologicznych hazardzistów. Wewnętrzne Hazard. Stadnina. 10 177-188. 10.1080 / 14459795.2010.502181 [Cross Ref]
  • Mackintosh New Jersey (1974). Psychologia uczenia się zwierząt. Oksford: Academic Press.
  • MacLaren VV, Fugelsang JA, Harrigan KA, Dixon MJ (2011). Osobowość patologicznych hazardzistów: metaanaliza. Clin. Psychol. Obrót silnika. 31 1057-1067. [PubMed]
  • MacLin OH, Dixon MR, Daugherty D., Mały SL (2007). Wykorzystanie symulacji komputerowej trzech automatów do gry w celu zbadania preferencji hazardzisty wśród różnych gęstości alternatywnych rozwiązań, które prawie nie trafiają. Behav. Res. Metody 39 237-241. [PubMed]
  • Madden GJ, Ewan EE, Lagorio CH (2007). W stronę zwierzęcego modelu hazardu: opóźnianie dyskontowania i urok nieprzewidywalnych wyników. J. Gambl. Stadnina. 23 63–83. 10.1007/s10899-006-9041-5 [PubMed] [Cross Ref]
  • Miguez G., Witnauer JE, Laborda MA, Miller RR (2014). Odstępy próbne podczas wymierania: rola skojarzeń kontekst-my. J. Exp. Psychol. Anim. Uczyć się. poznanie 40 81. [PubMed]
  • Miller NV, Currie SR, Hodgins DC, Casey D. (2013). Walidacja wskaźnika nasilenia problemu z hazardem za pomocą konfirmacyjnej analizy czynnikowej i modelowania rascha. Wewnętrzne J. Methods Psychiatr. Rozdzielczość 22 245-255. [PubMed]
  • Moody EW, Sunsay C., Bouton ME (2006). Przygotowanie i odstępy próbne w wymieraniu: wpływ na wydajność wymierania, spontaniczny powrót do zdrowia i przywrócenie warunkowania apetytywnego. QJ Exp. Psychol. 59 809-829. [PubMed]
  • Msetfi RM, Murphy RA, Simpson J. (2007). Realizm depresyjny i wpływ przerwy między próbami na oceny zerowych, pozytywnych i negatywnych ewentualności. QJ Exp. Psychol. 60 461-481. [PubMed]
  • Msetfi RM, Murphy RA, Simpson J., Kornbrot DE (2005). Realizm depresyjny i błąd gęstości wyników w ocenach awaryjnych: wpływ kontekstu i odstępu między próbami. J. Exp. Psychol. Gen. 134 10. [PubMed]
  • Orford J., Wardle H., Griffiths M., Sproston K., Erens B. (2010). PGSI i DSM-IV w brytyjskim badaniu rozpowszechnienia hazardu z 2007 r.: niezawodność, odpowiedź na pozycje, struktura czynnikowa i zgodność międzyskalowa. Wewnętrzne Hazard. Stadnina. 10 31-44.
  • Orgaz C., Estévez A., Matute H. (2013). Patologiczni hazardziści są bardziej podatni na iluzję kontroli w przypadku standardowego zadania uczenia się skojarzeniowego. Z przodu. Psychol. 4: 306 10.3389 / fpsyg.2013.00306 [Artykuł bezpłatny PMC] [PubMed] [Cross Ref]
  • Patton JH, Stanford MS, Barratt ES (1995). Struktura czynnikowa skali impulsywności Barratta. J. Clin. Psychol. 51 768-774. [PubMed]
  • Poon L., Halpern J. (1971). Małe próby PREE z dorosłymi ludźmi: odporność na wymieranie w funkcji liczby przejść NR. J. Exp. Psychol. 91 124.
  • Sharpe L. (2002). Przeformułowany model poznawczo-behawioralny problemowego hazardu: perspektywa biopsychospołeczna. Clin. Psychol. Obrót silnika. 22 1–25. 10.1016/S0272-7358(00)00087-8 [PubMed] [Cross Ref]
  • Stout SC, Chang R., Miller RR (2003). Odstępy próbne są wyznacznikiem interakcji sygnałów. J. Exp. Psychol. Anim. Behav. Proces. 29 23. [PubMed]
  • Sunsay C., Bouton ME (2008). Analiza efektu odstępu między próbami przy stosunkowo długich odstępach między próbami. Uczyć się. Zachowaj się. 36 104-115. [PubMed]
  • Sunsay C., Stetson L., Bouton ME (2004). Torowanie pamięci i efekty odstępów próbnych w uczeniu się Pawłowa. Uczyć się. Zachowaj się. 32 220-229. [PubMed]
  • Wardle H., Moody A., Spence S., Orford J., Volberg R., Jotangia D. i in. (2011). Brytyjskie badanie dotyczące rozpowszechnienia hazardu 2010. Londyn: Biuro Papiernicze.
  • Weatherly JN, Sauter JM, King BM (2004). „Wielka wygrana” i odporność na wyginięcie podczas hazardu. J. Psychol. 138 495-504. [PubMed]