Prečo sú niektoré hry viac návykové než ostatné: účinky časovania a výplaty na vytrvalosť v hernej automatike (2016)

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

Informácie o autorovi ► Poznámky k článku Autorské práva a licenčné informácie

Manipulácia s rôznymi behaviorálnymi charakteristikami hazardných hier môže potenciálne ovplyvniť rozsah, v akom jednotlivci vytrvajú v hazardných hrách, a ich prechod na problematické správanie. To má potenciálny vplyv na technológie mobilných hazardných hier a zodpovedné zásahy do hazardných hier. Dva laboratórne modely, ktoré sú na to relevantné, sú parciálny extinkčný účinok zosilnenia (PREE) a skúšobný medzerový efekt. Obe by mohli urýchliť alebo oddialiť získavanie a zánik podmieneného správania. Zaznamenali sme experiment, ktorý ovplyvnil rýchlosť zosilnenia a intervalového intervalu (ITI) na simulovanom hracom automate, kde účastníci dostali možnosť voľby medzi hazardnými hrami a preskakovaním v každej skúške, pred meraním vytrvalosti a následným meraním ilúzie. kontroly, depresie a impulzívnosti. Predpokladali sme, že dlhšie ITI v spojení s nízkymi mierami posilnenia pozorovanými v hazardných hrách by viedli k väčšej vytrvalosti. Ďalej sme predpokladali, že je známe, že načasovanie je dôležité pri zobrazovaní iluzórnej kontroly a potenciálne pri vytrvalosti v hazardných hrách, že predchádzajúce vystavenie dlhším intervalom môže ovplyvniť ilúzie kontroly. Pozorovala sa interakcia medzi ITI a mierou zosilnenia, pretože hráči s nízkym zosilnením s dlhým ITI hazardom dlhšie. Respondenti tiež ukázali zánik a PREE. Hazardné hry vystavené vyššej miere výstuže hazardné hry dlhšie pri akvizícii. Impulzívnosť bola spojená s predĺženou vytrvalosťou v zániku a viac depresívni hráči v skupine s vysokým posilňovaním krátkych ITI vydržali dlhšie. Výkonnosť v rozsudku o nepredvídaných okolnostiach nepodporila druhú hypotézu: jediným výrazným kontrastom bolo, že účastníci sa v priebehu postupu zlepšili.

Oneskorenie, skúšobná vzdialenosť a ITI

Zvýšenie intervalu medzi hazardnými hrami môže byť nápomocné pri podpore pokračujúcej hry a môže byť súčasťou popularity niektorých hier. Napríklad lotériové hry majú predĺžené oneskorenia medzi hazardnými hrami a sú často najobľúbenejšie a najčastejšie hrané hry (Wardle a kol., 2011). Aj keď to môže byť preto, že lotérie sú vysoko dostupné (medzi mnohými úvahami), v niektorých jurisdikciách (napr. V Spojenom kráľovstve) sa ponúkajú ďalšie hry popri lotériách (napr. Stieracie žreby), ktoré kontrolujú dostupnosť. Napriek tomu hrá oveľa viac ľudí v lotérii ako hry, ktoré sú k dispozícii, a to častejšie. Vnímané riziko poškodenia je však veľmi nízke, hoci nie je jasné, či „závislosť“ hazardných hier spočíva v konkrétnych hrách (Afifi a kol., 2014) alebo špecifických behaviorálnych znakov (\ tGriffiths a Auer, 2013). Niektoré mobilné videohry využívajú podobné efekty tým, že vynucujú oneskorenia medzi hrami hier podobných hazardným hrám. Stávky v hre, ktoré sú spojené s mobilom (Hing a kol., 2014) a problémové hazardné hry (Gray a kol., 2012; LaPlante a kol., 2014), kombinuje kontinuálnu a diskontinuálnu hru. Pochopenie úlohy načasovania a latencie pri správaní sa hazardných hier má dôležité dôsledky pre novšie formy hazardných hier, ako je napríklad mobilné hranie hazardných hier (kde sa stávkovanie na internete výrazne podporuje), pretože spôsob, akým ľudia používajú smartfóny, pravdepodobne zvýši latencie medzi hazardnými hrami. Hra sa vzťahuje na stávky uskutočnené na podujatí (napr. Futbalový zápas), zatiaľ čo samotná udalosť sa vyskytuje, zatiaľ čo v tradičných formách stávok sa stávka uskutočňuje pred podujatím. Griffiths a Auer (2013) argumentovať in-play stávkovanie môže byť viac návykové, pretože je viac kontinuálne. V hre však pretrvávajú značné diskontinuity, pretože stávky sú v rámci podujatia obmedzené. Skutočné údaje o stávkach v hre (LaBrie a kol., 2007) odhaľuje zmiešané zistenia: hoci existuje zjavné riziko problémového hrania hazardných hier, zistenia to nedospievajú k záveru, že je to kvôli jeho nepretržitej povahe; Hráči v stávke umiestnili menej stávok a v denných úrovniach stávok bol malý rozdiel. Aj keď stávkujúci v stávkach vsadili celkovo viac peňazí, stávkovaný medián bol nižší ako tradičné športové stávky a stávkujúci v hre mali nižšiu čistú stratu. Gray a kol. (2012) naznačujú, že bezprostrednosť medzi stávkou a výsledkom môže byť nápomocná pri prilákaní rizikových alebo impulzívnych hráčov na hranie hazardných hier.

Literatúra asociatívneho učenia naznačuje, že zvýšená latencia medzi posilneniami uľahčuje získavanie podmieneného správania (Gallistel a Gibbon, 2000). Gallistel a Gibbon's (2000) model načasovania predpokladá, že zníženie pomeru medzi posilneniami a ITI v klasickom a operantnom podmieňovaní znižuje počet posilnení akvizícií. Tvrdí sa, že je nezávislý od čiastočného zosilnenia, čo zvyšuje počet štúdie ale nie výstuhy, Literatúra o účinku „skúšobnej vzdialenosti“, primárne študovaná v kontexte klasického kondicionovania (Barela, 1999; Stout a kol., 2003; Sunsay a kol., 2004; Moody a kol., 2006; Sunsay a Bouton, 2008; Miguez a kol., 2014) zistilo, že rozptýlené pokusy uľahčujú kondicionovanie.

Je menej jasné, či väčšie latencie v extinkcii ovplyvňujú výkon. Gallistel a Gibbon (2000) tvrdenie, že kľúčom je interval bez vystuženia namiesto nezosilňujúcich udalostí a že vynechané zosilnenia pri zániku nie sú ovplyvnené čiastočným zosilnením. Ďalší výskum identifikoval účinky ITI na zánik, s väčším potlačením odpovedí pozorovaných pri kratších ITI (Mackintosh, 1974; Moody a kol., 2006).

Načasovanie je považované za dôležitú súčasť ilúzie kontroly (Msetfi a kol., 2005, 2007; Baker a kol., 2010), kognitívna zaujatosť, ktorá prevláda v problémových hrách (Fortune a Goodie, 2012). Ilúzie kontroly, operacionalizované ako nadhodnotenie vzťahu medzi odozvou a výsledkom, môžu byť vyvolané pomocou úlohy posudzovania nepredvídaných okolností, v ktorej tieto udalosti nesúvisia, ale výsledok sa vyskytuje veľmi často. Štandardné príklady tejto úlohy zahŕňajú tlačidlo tlačenia úlohy súvisiacej s aktiváciou svetla (Zliatina a Abramson, 1979), alebo lekárska rozhodovacia úloha posudzujúca vzťah medzi experimentálnym liečivom a zlepšením pacienta (Orgaz a kol., 2013). Miera, do akej jednotlivci bez depresie vykazujú ilúzie kontroly, je ovplyvnená latenciou medzi pokusmi: dlhšie ITI sú spojené so silnejšou iluzórnou kontrolou u jednotlivcov bez depresie (Msetfi a kol., 2005). Problémoví hazardní hráči vykazujú silnejšie ilúzie kontroly v paradigmách posudzovania nepredvídaných okolností (Orgaz a kol., 2013), aj keď kauzálny smer tohto vzťahu zostáva nejasný: rozsiahle vystavenie určitým harmonogramom posilnenia môže zvýšiť ilúzie kontroly alebo osoby náchylné na ilúzie kontroly môžu s väčšou pravdepodobnosťou vyvinúť problémy s hazardom. Zahrnuli sme úlohu odvodenú z tej istej paradigmy ako Orgaz a kol. (2013), ktoré boli účastníci vyzvaní na dokončenie po úlohe hracieho automatu. Tiež sme merali depresiu, pretože depresívni jedinci v tomto paradigme robia viac kalibrovaných úsudkov (Zliatina a Abramson, 1979) s dlhšou ITI (Msetfi a kol., 2005). Porucha nálady bola tiež identifikovaná ako potenciálna cesta k problému hazardných hier (Blaszczynski a Nower, 2002).

Účinok čiastočného zosilnenia a impulsivity

Parciálny extinkčný účinok zosilnenia (PREE) je paradoxom správania, v ktorom slabo zosilnené správanie pretrváva dlhšie bez posilnenia v porovnaní s dôslednejšie sa vyskytujúcimi posilňovačmi (Mackintosh, 1974; Bouton a kol., 2014), ako napríklad počas dlhšieho obdobia strát pri hazardných hrách (\ tDickerson, 1979; Fantino a kol., 2005; Horsley a kol., 2012). V prípade vysokofrekvenčných hráčov boli zistené čiastkové deficity zosilnenia¹ktorí trvajú dlhšie ako rekreačné hazardné hry, aby tieto združenia uhasili (Horsley a kol., 2012), ktorá by mohla nastať v dôsledku chronického vystavenia harmonogramom posilňovania hazardných hier. Horsley a kol. (2012) konštatujú, že hoci sa predpokladá, že čiastočné posilnenie je dôležitou súčasťou hazardných hier, základňa dôkazov je riedka. Zlyhanie pri hasení bolo identifikované ako marker problémového hrania (Weatherly a kol., 2004). Nedodržanie priamo (napr. Neúspešné snahy o zastavenie hazardných hier, hazardné hry viac, než bolo zamýšľané) alebo nepriamo (napr. Prehadzovanie strát) zodpovedá ukazovateľom pre poruchu hazardných hier (Americká psychiatrická asociácia, 2013) alebo problémového hrania (Lesieur a Blume, 1987).

Nie je prekvapujúce, že sa PREE spája s hazardom a značná pozornosť sa venovala štúdiu v automatoch. Hracie automaty majú tendenciu mať veľmi nízku mieru vystuženia (aj keď sa to líši na počítačových počítačoch), a hazardné hry vytrvajú v hre napriek montážnym sledom strát. Existuje literatúra, ktorá využíva úlohy hracích automatov na testovanie účinkov čiastočného posilnenia na operatívne učenie. Lewis a Duncan (1956, 1957, 1958,b) vykonala sériu experimentov s využitím simulovaných hazardných hier na testovanie teórií čiastočného posilnenia, pričom zistila, že pravdepodobnosť nižšej odmeny bola spojená s väčšou vytrvalosťou. Poon a Halpern (1971) použila podobnú paradigmu na testovanie Capaldiho (1966.); Capaldi a Martins, 2010) teórie čiastočného zosilnenia manipuláciou skúšobnej zákazky v úlohe hracieho automatu s malým počtom akvizičných skúšok. Kassinove a Schare (2001) manipulovali s veľkými výhrami a takmer nezvestnými v perzistentnom správaní pri zániku v podobnom paradigme hracieho automatu, pričom zistili, že hustota takmer bez straty ovplyvnila rozsah, v akom účastníci pokračovali v hazardných hrách, ale nie veľké výhry.

Rôzne rozvrhy výstuže môžu ovplyvniť spôsob, akým správanie sa zhasne (Madden a kol., 2007; Haw, 2008a) Hazardné hry fungujú na základe náhodného harmonogramu posilňovania, podmnožiny harmonogramu variabilného pomeru. Menej dobre pochopiteľné ako programy s variabilným pomerom je informatívne kontrastovať s tým, ako sa programy náhodných pomerov líšia od schém variabilného pomeru. Typické rozdelenie počtu pokusov až do zosilnenia odpovede na náhodné rozvrhy pomerov nasleduje v tvare písmena L; počet pokusov rýchlo klesá po malom počte hier, ale pokračuje neurčito s veľmi nízkou pravdepodobnosťou. Na rozdiel od harmonogramu s premenlivým pomerom je to zvyčajne (ale nie nevyhnutne) prípad, že pravdepodobnosť počtu pokusov o vystuženie je rovnomerne rozložená a existuje vyšší limit počtu pokusov pred zosilnením správania (Haw, 2008a). Štúdie porovnávajúce tieto plány nepreukázali jasné rozdiely; Hurlburt a kol. (1980) nezistili žiadny rozdiel medzi rozvrhmi variabilných a náhodných pomerov v hazardných hrách, hoci boli zistené nedostatky v tejto štúdii (\ tHaw, 2008b). Crossman a kol. (1987) nezistili žiadny rozdiel medzi tromi pomermi posilňovacích schém (variabilné, fixné a náhodné) u zvierat. Nedávne štúdie naznačili, že režimy náhodného pomeru vykazujú v porovnaní s programami s fixným pomerom vytrvalejšie správanie, najmä ak je počet pokusov o posilnenie veľmi veľký (Madden a kol., 2007).

Úloha hracieho automatu, ktorú sme načrtli v tejto správe, bola navrhnutá tak, aby účastníci boli požiadaní, aby riskovali peniaze, ktoré vyhrali počas experimentu, ale výška získaných peňazí by sa postupne zvyšovala. Podmienky nízkeho posilnenia sa pokúsili vytvoriť podobnú situáciu ako hazardné hry v reálnych peniazoch. Jednou z kritík mnohých experimentov s hracími automatmi bolo, že tieto štúdie mali tendenciu využívať vysokú mieru zosilnenia v porovnaní so skutočnými hracími automatmi (Kassinove a Schare, 2001; Harrigan, 2007). Mechanický trojvalcový výherný automat má pravdepodobnosť výhry 9%, ale to sa líši v závislosti od počítačov (Harrigan a Dixon, 2009). Vo výskume hazardných hier (napr. MacLin a kol., 2007; Dixon a kol., 2011) vyššie miery zosilnenia (20%) boli použité v paradigmách vyhynutia. Rozhodli sme sa použiť mieru posilnenia 30%, pracujúcu na náhodnom pomere harmonogramu posilnenia podobného skutočnému hazardnému automatu.

Vlastná impulsivita bola meraná impulzívnosť predpovedá perzistentné hranie tvárou v tvár rastúcim stratám a je cestou k problematickému hraniu. Breen a Zuckerman (1999) zistili, že impulzívne hazardné hry „naháňali“ straty dlhšie v hazardnej hre, kde pravdepodobnosť výhry klesala s pokračovaním experimentu. Impulzivita bola identifikovaná ako rizikový faktor pre problémové hazardné hry, problémových hráčov (MacLaren a kol., 2011; Kräplin a kol., 2014) vykazujú vyššiu vlastnú impulzivitu.

Aby sme otestovali, či tieto behaviorálne účinky podporujú perzistentné hazardné hry, vykonali sme dvojdielny experiment, v ktorom sme manipulovali s ITI a rýchlosťou vystuženia. Účastníci boli zaradení do jednej zo štyroch skupín a vystavení vysokej alebo nízkej miere zosilnenia a dlhej alebo krátkej ITI medzi hazardnými hrami. Asociácie zanikli po tom, čo sa vyhrala určitá suma peňazí. Účastníci následne ukončili úlohu, pri ktorej posúdili účinnosť experimentálneho lieku. Literatúra o čiastočnom posilnení predpovedá, že jedinci, ktorí sú vystavení nižšej miere posilnenia, budú dlhšie pretrvávať. Pokusy založené na skúškach vyhynutia predpovedajú, že masové vymieranie by malo potlačiť rýchlejšie reakcie, na rozdiel od účtu založeného na časovaní, kde by nemal byť žiadny rozdiel. Impulzívne hráčky by mali vytrvať aj dlhšie v zániku, na základe predchádzajúcich experimentov, ktoré sa zameriavali na vytrvalosť v stratovom naháňaní.

dizajn

Experimentom bol 2 × 2 faktorový dizajn medzi subjektmi, rýchlosť spevňovania a ITI boli faktory, s ktorými sa manipulovalo. Miera vystuženia bola 0.7 a 0.3. ITI boli buď dlhé (10 s) alebo krátke (3 s).

Na každom skúšaní dostali účastníci možnosť buď hazardovať, alebo nie. Závislosť premennej bola počet pokusov, v ktorých sa účastníci rozhodli hazardovať. Zaznamenal sa aj výsledok hazardu a množstvo peňazí, ktoré účastníci vyhrali. Fáza extinácie bola rozdelená do blokov 10 testov na analýzu. Účastníkom bola tiež poskytnutá úloha posudzovania mimoriadnych okolností. V kontingenčnom posudku boli opatrenia zamerané na pomer pokusov, v ktorých bol liek podávaný, a na úsudok účastníkov. Impulzivita a depresia sa merali s použitím Barratt Impulsiveness Scale (BIS-11; Patton a kol., 1995) a Beck Depression Inventory (BDI; Beck a spol., 1961). BIS-11 je meradlo 30, ktoré meria tri faktory vyššieho poradia pozornosti, neplánovania a motorickej impulzivity (Patton a kol., 1995). BDI je meradlo 24, ktoré meria viac úrovní závažnosti depresie, rozlišuje depresiu od úzkosti a má silnú vnútornú konzistenciu (Beck a spol., 1988). Žiadne ďalšie merania individuálneho rozdielu alebo správania sa nebrali na rozdiel od tých, ktoré sú tu uvedené.

účastníci

Celkovo bolo prijatých 122 účastníkov z University of Nottingham, aby sa zúčastnili tejto štúdie (priemerný vek = 22.63, SD = 3.96, pohlavie - ženy 69 a muži 53)², Táto štúdia bola vykonaná v súlade s etickým súhlasom Etickej revíznej komisie University of Nottingham. Všetci účastníci dali písomný súhlas pred začiatkom experimentu.

Medzi skupinami neboli žiadne rozdiely v znakových rozdieloch. Na oboch dotazníkoch sa uskutočnila jednosmerná analýza rozptylu (ANOVA) a ANOVA pre BIS [F(4,166) = 1.543, p = 0.192] a BDI [F(4,166) = 0.662, p = 0.619] boli nevýznamné.

Postup

Účastníci boli náhodne zaradení do jednej zo štyroch podmienok. V prvej časti experimentu boli účastníci požiadaní, aby sa zúčastnili paradigmy PREE v kontexte simulovaného hracieho automatu (figúra Figure11). Účastníkom bolo povedané, ako hrací automat pracoval, a veľkosť výplaty za každý typ víťazného výsledku. Simulovaný automat bol jednoduchý jednořádkový automat s tromi valcami. Účastníci získali peniaze, ak sa zhodovali ikony na troch valcoch. Tam bolo päť rôznych ikon (citrón, čerešňa, hruška, pomaranč, a šťastie sedem), s víťaznými hodnotami 10, 15, 20, 25 a 30p. Pravdepodobnosť výskytu každého víťazného výsledku bola rovnaká, takže priemerný výsledok víťazstva bol 20p ($ 0.35).

 

OBRÁZOK 1

Snímka obrazovky účastníkov hry hracieho automatu bola zadaná počas úlohy čiastočného zosilnenia.

Pre každú skúšku dostali účastníci možnosť voľby medzi hazardom a preskakovaním. Tlačidlá boli zvýraznené, takže účastníci si boli vedomí dvoch možností, ktoré mali. Bez ohľadu na to, či sa rozhodli hrať, alebo nie, obrázky na troch valcoch, ktoré sú prezentované na obrazovke, obnovili každý 500 ms, aby poskytli vzhľad pohybu. Na 1500, 3000 a 4500 ms prestal jeden z valcov (zľava doprava) navíjať. Ak sa valce zhodovali a účastník hazardoval, účastníci dostali peniaze zodpovedajúce hodnote ikon na valci. Ak sa valce nezhodovali, stratili stávku, ktorú urobili, ktorá bola stanovená na 3p (£ 0.03, čo zodpovedá približne US $ 0.05). Výhry a straty boli sprevádzané vizuálnou a sluchovou spätnou väzbou, ktorá sa líšila pre každý výsledok. Tieto zvuky boli odlišné, ak účastníci vynechali hazard. Počas celej úlohy boli účastníci informovaní o aktuálnom stave. Medzi jednotlivými pokusmi zostali tlačidlá na obrazovke červené, čo znamená, že účastníci neboli schopní uskutočniť ďalšiu stávku. ITI pre krátku ITI podmienku bola 3000 ms a 10000 ms pre dlhé ITI podmienky.

Účastníci boli prezentovaní s 10 praktickými skúškami predtým, než hra začala pripisovať alebo odpočítavať peniaze od hráča. Účastníci boli informovaní o ukončení praktických skúšok. Keď sa experimentálne pokusy začali, účastníci hrali, až kým nedosiahli kritérium, ktoré bolo v banke dosiahnuté ako víťazstvo v hodnote 10.00 £. Akonáhle účastníci dosiahli kritérium, boli vystavení 15.40 pokusom o zánik, kde nebolo možné vyhrať žiadne peniaze z hracieho automatu a potom úloha automaticky skončila. Zánik bol meraný potlačením ich herného správania; účastníci neboli na konci experimentu informovaní o fáze zániku. Praktické skúšky mali víťazné pokusy (ktoré sa nevyplácali) a fáza zániku nemala žiadne výhry ani peniaze. Praktické a zánikové fázy boli identické v každej podmienke, boli vystavené rôznym účastníkom ITI.

Po dokončení paradigmy PREE boli účastníci vyzvaní, aby urobili sériu kritických úsudkov o účinnosti fiktívneho experimentálneho lieku súvisiaceho s zotavením pacienta. Paradigma podmieneného úsudku bola upravená z predtým publikovanej štúdie (Orgaz a kol., 2013). V tejto paradigme boli účastníkom prezentované informácie o fiktívnom lieku, ktorý bol navrhnutý tak, aby vyliečil fiktívne infekčné kožné ochorenie, ktoré malo nepríjemné následky, keď došlo k prepuknutiu / kríze. Účastníci dostali možnosť voľby medzi podávaním lieku a nepodávaním lieku, a následne dostali spätnú väzbu týkajúcu sa výsledku (či sa situácia pacienta zlepšila alebo nie). Táto paradigma bola navrhnutá tak, aby vyvolala ilúzie kontroly tým, že mala vysokú hustotu výsledkov - základná rýchlosť požadovaného výsledku (obnovený pacient) bola vysoká (0.8) a bola úplne nezávislá od rozhodnutia užívateľov. Po svojom rozhodnutí boli účastníci informovaní o výsledku voľby a pred opätovným predložením rozhodnutia bola malá pauza (3500 ms).

Po každej sérii skúšok 10 boli účastníci požiadaní, aby posúdili účinnosť lieku. Účastníci boli požiadaní, aby posúdili účinnosť lieku na škále od spoločnosti 0 do 100. Toto bolo reprezentované tieňovaným pruhom v strede obrazovky, na ktorom dostali spätnú väzbu o počte, ktorý si vybrali, a to podľa toho, ako ďaleko pozdĺž baru klikli. Účastníci mohli opakovať kliknutie pozdĺž jazdca, kým neboli spokojní s ich výberom, a boli požiadaní, aby potvrdili svoju voľbu pomocou samostatného tlačidla.

Analytický prístup

Na vyhodnotenie dĺžky extinkcie pre každú skupinu sa priemer uskutočnených hazardných hier spriemeroval v piatich blokoch 10 štúdií. Analýza údajov prebiehala v dvoch etapách. Po prvé, faktorové ANOVA sa uskutočňovali na údajoch o extinkcii a podmienenom posúdení, pričom sa uskutočňovala zmiešaná konštrukcia ANOVA so vzorom 5 (blok) × 2 (ITI) × 2 (rýchlosť zosilnenia). 10 × 2 × 2 zmiešaná konštrukcia ANOVA bola vykonaná na 10 kontingenčných rozsudkoch účastníkov. Na testovanie účinkov individuálnych rozdielov na hazardné správanie a perzistentné hazardné hry sa odhaduje séria poissonových regresných modelov na počte účastníkov pokusov, na ktorých sa hrálo počas akvizície a zániku. Toto sa uskutočnilo v troch krokoch. Najprv bol vytvorený počiatočný model, v ktorom neboli do modelu zadané žiadne kovarianty. Potom bol skonštruovaný druhý regresný model, do ktorého bol zahrnutý ITI, rýchlosť zosilnenia, skóre BIS, skóre BDI a interakčný termín medzi ITI a rýchlosťou zosilnenia. ITI a rýchlosť vystuženia boli napísané kódovaním (vysoký ROR = 1, nízky = 0; krátky ITI = 1, dlhý = 0) a skóre BIS / BDI bolo zmenené s priemerom 0. Toto bolo porovnané s nulovým modelom s použitím testu pravdepodobnostného pomeru (LRT). LRT sa zvyčajne používajú pri modelovaní latentných premenných na porovnanie medzi dvoma vnorenými modelmi, napríklad v latentnej analýze triedy (Collins a Lanza, 2010), alebo medzi prispôsobením dvoch regresných modelov, ako v tomto prípade. Toto bolo potom porovnané s úplným modelom, v ktorom boli interakčné termíny modelované v každej kovariante.

V tomto bode sa údaje testovali, aby sa zistilo, či údaje vyhovujú distribúcii poissonov. Poissonova regresia predpokladá, že podmienený priemer a rozptyl sú rovnaké. Zatiaľ čo odchýlky od tohto predpokladu majú malý vplyv na celkové regresné koeficienty, keď je nadmerná disperzia (odchýlka väčšia ako priemer) podstatná, má tendenciu znižovať štandardné chyby, čím sa zvyšuje riziko falošne pozitívnych nálezov. Zatiaľ čo na ich úpravu možno použiť robustné štandardné chyby (Cameron a Trivedi, 2009), alternatívou je odhadnúť negatívny binomický regresný model, ktorý obsahuje extra parameter na modelovanie nadmernej disperzie. Pre údaje o akvizícii sa tento prístup prijal. Pokiaľ ide o údaje o extinkcii, zatiaľ čo údaje boli nadmerne dispergované, úroveň disperzie bola podstatne nižšia a na regresný model sa aplikovali robustné štandardné chyby.

V nízkej miere údajov o extinkcii výstuže sa zistilo množstvo odľahlých hodnôt. Preskúmanie údajov ukázalo, že počet hráčov v nízkom posilnení, dlhá ITI podmienka zastavila hazardné hry menej ako dva hazardné hry do zániku a že to boli odľahlé dátové body. Títo účastníci (n = 3) hlásené v debrief, že zaobstarali £ 10 ako výstižný, buď zastavili okamžite po tom, čo vyhrali £ 10 alebo prestali zostať nad £ 10, nezávisle od akejkoľvek zmeny v nepredvídaných udalostiach. Títo účastníci boli vylúčení z ďalšej analýzy.

Správanie hazardných hier

Na štúdium vplyvu behaviorálnych a znakových premenných na správanie pri akvizícii sa na kontrolu diferenciálnych účinkov expozície použil kompenzovaný negatívny binomický regresný model, kde sa použili rovnaké premenné pre modely s obmedzenými a plnými faktormi ako údaje o zániku. Tieto zistili, že model s obmedzenýmTabuľka Table11) bol vhodnejší ako nulový model (G² = 22.74, p <0.001), ale že úplný faktoriálny model nebol vhodnejší ako obmedzený model (G² = 6.359, p = 0.784). To odhalilo, že účastníci vystavení vyššej miere posilňovania hazardných hier častejšie v akvizícii.

 

Tabuľka 1

Offsetový negatívny binomický regresný model akvizičných dát.

Úloha PREE

ANOVA vykonaná na údajoch o extinkcii odhalila hlavné účinky F(2.541,292.187) = 131.095, p <0.001, η2p = 0.533, kde lineárny kontrast bol významný, F(1,115) = 229.457, p <0.001, η2p = 0.666 a rýchlosť vystuženia, F(1,115) = 82.912, p <0.001, η2p = 0.419, ale žiadny hlavný efekt ITI, F(1,115) = 1.455, p = 0.23. Došlo k interakcii medzi blokom a rýchlosťou vystuženia, F(2.541,292.187) = 22.801, p <0.001, η2p = 0.165 a ďalšia interakcia medzi mierou zosilnenia a ITI, F(1,115) = 6.317, p = 0.0133, η2p = 0.052. Medzi blokom a ITI nebola žiadna interakcia, F(2.541,292.187) = 1.124, p = 0.334 alebo trojcestná interakcia, F(2.541,292.187 1) <XNUMX. Hlavný účinok bloku naznačoval, že odpovede sa znižovali so zvyšujúcim sa počtom blokov (tj účastníci zhasli). To interagovalo s mierou posilnenia, pretože účastníci vystavení vyššej miere zosilnenia zhasli rýchlejšie, čo naznačuje prítomnosť PREE. Hlavný efekt rýchlosti vystuženia znamenal rovnaké zistenie. Miera posilnenia a interakcia ITI naznačovali, že keď bola nízka miera posilnenia s dlhým ITI, účastníci hazardovali dlhšie s vyhynutím (figúra Figure22). Blok a rýchlosť výstužných efektov a interakcia medzi blokom a rýchlosťou vystuženia boli veľké.η2p > 0.12), zatiaľ čo interakcia medzi rýchlosťou zosilnenia a interakciou ITI mala malý až stredný účinok.

 

OBRÁZOK 2

Vykreslenie údajov o zániku všetkých skupín v blokoch skúšok 10.

Jednotlivé rozdiely

Na otestovanie úlohy individuálnych rozdielov v perzistentnom hazardnom hraní sa použil postup poissonovej regresie na počte hazardných hier v zániku. LRT uviedla, že počiatočný obmedzený model bol lepším prispôsobením údajov v porovnaní s modelom null (G² = 581.15, p <0.001). Obmedzený regresný model (Tabuľka Table22) naznačili, že nižšie miery posilnenia a dlhšie ITI predpovedali dlhšie vytrvalostné hranie. Tieto termíny interagovali rovnakým spôsobom ako faktoriálna ANOVA. Následne sa uskutočnil ďalší regresný model zahŕňajúci interakčné podmienky medzi rôznymi kovariantami (Tabuľka Table33) s rovnakými premennými ako regresia v Tabuľka Table11. LRT porovnávajúce modely obmedzenej a plnej faktorovej regresie ukázali, že úplný faktoriálny model bol lepším prispôsobením údajov (G² = 66.44, p <0.001). To odhalilo rovnaké významné účinky ako predtým, ale tiež to, že vyššia impulzivita hlásená samotnými osobami predpovedala dlhšie perzistentné hráčstvo. Trend naznačoval, že to interagovalo s mierou zosilnenia, pričom sa zdá, že menej impulzívni jedinci menej vydržali v podmienkach s nízkym zosilnením. Skóre týchto dvoch psychometrických mier interagovalo a došlo k trojcestnej interakcii medzi ITI, mierou posilnenia a BDI, u depresívnejších jedincov s vysokou mierou posilnenia, krátkym skupinovým hazardom s ITI v zániku (figúra Figure33).

 

Tabuľka 2

Reštriktívny regresný model obmedzených poissonových dát s robustnými štandardnými chybami.

 

Tabuľka 3

Plnohodnotný poissonov regresný model extinkčných dát s robustnými štandardnými chybami.

 

OBRÁZOK 3

Box of stav depresie a podiel hazardných hier pri zániku pre každú zo štyroch podmienok.

Úloha v prípade nepredvídaných udalostí

Analýzou údajov o posúdení nepredvídaných udalostí sa zistilo, že významný \ t F(6.526,737.416) = 3.735, p = 0.001, η2p = 0.032. Hlavným efektom bloku bol aj významný lineárny kontrast, F(1,113) = 10.312, p = 0.002, η2p = 0.084, čo znamená, že účastníci sa stali lepšie kalibrovaní, keďže následne robili úsudky o účinnosti lieku (figúra Figure44). Hlavné účinky ITI, \ t F(1,113 1) <XNUMX a miera vystuženia, F(1,113 1) <XNUMX, neboli pozorované. Interakcie medzi blokom a ITI, F(6.526, 737.415) <1, blok a rýchlosť vystuženia, F(6.526,737.415 1 XNUMX XNUMX) <XNUMX a ITI a miera posilnenia, F(1,113) = 1.109, p = 0.295, neboli významné. Trojcestná interakcia medzi blokom, rýchlosťou vystuženia, F(6.526,737.416) = 1.048, p = 0.399, nebol ani významný.

 

OBRÁZOK 4

Zostavili sme priemerné rozsudky pre prípad nepredvídaných udalostí v rámci rozsudkov účastníkov 10.

Financovanie. Tento výskum obsiahnutý v tejto správe bol financovaný Radou pre ekonomický a sociálny výskum (ES / J500100 / 1) a Radou pre výskum v oblasti inžinierstva a fyzikálnych vied (EP / GO37574 / 1).

¹Táto štúdia uvádza, že ich vzorka vysokofrekvenčných hráčov (n = 19) obsahoval iba tri patologické hráčky a priemerný počet schválených kritérií DSM-IV patologického hráčstva bol 2.3, čo naznačuje, že je to rozdiel zistený pri nízkych až stredných úrovniach problémového hrania.

²Počet účastníkov z rôznych podmienok sa vynechal (n = 18). Účastníci, ktorí odstúpili, boli prevzatí. Všetci účastníci, ktorí opustili dokončené opatrenia depresie a impulzívnosti. Väčšina týchto výpadkov (82%) bola v nízkej miere posilňovania, vysokej ITI podmienky. Uskutočnili sa neparametrické testy, aby sa otestovalo, či sa účastníci, ktorí vypadli, líšili od ostatných účastníkov z rovnakého stavu v každom ohľade. Žiadne významné rozdiely sa nepozorovali v impulzívnom alebo depresnom skóre, ani v miere, v akej boli hazardné hry pred ukončením liečby (Wilcoxonov test s podpísanou hodnosťou, p > 0.05). Všetci účastníci boli informovaní po ukončení experimentu. Účastníci, ktorí vypadli, uviedli, že od experimentu odstúpili, pretože dĺžka štúdie bola v rozpore s inými záväzkami (napr. Prednášky).

• Abramson LY, Garber J., Edwards NB, Seligman ME (1978). Zmeny v očakávaní depresie a schizofrénie. J. Abnorm. Psychol. 87 102. [PubMed]
• Afifi TO, LaPlante DA, Taillieu TL, Dowd D., Shaffer HJ (2014). Zapojenie do hazardných hier: zohľadnenie frekvencie hry a zmierňujúcich účinkov pohlavia a veku. Int. J. Závislý na duševnom zdraví. 12 283–294. 10.1007/s11469-013-9452-3 [Cross Ref]
• Zliatina LB, Abramson LY (1979). Posúdenie nepredvídateľnosti u depresívnych a nediskriminačných študentov: smutnejšie, ale múdrejší? J. Exp. Psychol. Gen, 108 441. [PubMed]
• Americká psychiatrická asociácia (2013). Diagnostický a štatistický manuál duševných porúch (DSM-5)^®). Washington, DC: American Psychiatric Publishing.
• Baker A., ​​Msetfi RM, Hanley N., Murphy R. (2010). „Depresívny realizmus? nie je múdrejšie, "v Klinické aplikácie teórie učenia, ed. Haselgrove M., Hogarth L., redaktori. (Hove: Psychology Press;), 153 – 179.
• Barela PB (1999). Teoretické mechanizmy, ktoré sú základom efektu pokus-medzera v Pavlovianovej strachu. J. Exp. Psychol. Anim. Behave. Proces. 25 177. [PubMed]
• Beck AT, Steer RA, Carbin MG (1988). Psychometrické vlastnosti Beck Depression Inventory: dvadsaťpäť rokov hodnotenia. Clin. Psychol. Rev. 8 77-100.
• Beck AT, Ward CH, Mendelson MM, Mock JJ, Erbaugh JJ (1961). Súpis na meranie depresie. Arch. Gen. Psychiatry 4 561 – 571. 10.1001 / archpsyc.1961.01710120031004 [PubMed] [Cross Ref]
• Blaszczynski A., Cowley E., Anthony C., Hinsley K. (2015). Prestávky v hre: dosahujú zamýšľané ciele? J. Gambl. gombík, [Epub pred tlačou] 10.1007 / s10899-015-9565-7 [PubMed] [Cross Ref]
• Blaszczynski A., Nower L. (2002). Model dráhy problémov a patologického hráčstva. Závislosť 97 487 – 499. [PubMed]
• Bouton ME, Woods AM, Todd TP (2014). Oddelenie časovo založených a skúšobných účtov o čiastočnom účinku extinkcie zosilnenia. Behave. Proces. 101 23 – 31. [Článok bez PMC] [PubMed]
• Breen RB, Zuckerman M. (1999). Chasing'in hazardné správanie: osobnosť a kognitívne determinanty. Pers. Individ. Diff. 27 1097-1111.
• Cameron AC, Trivedi PK (2009). Microeconometrics Použitie Stata. College Station, TX: Stata Press.
• Campbell-Meiklejohn DK, Woolrich MW, Passingham RE, Rogers RD (2008). Vedieť, kedy zastaviť: mozgové mechanizmy naháňania strát. Biol. psychiatrie 63 293 – 300. [PubMed]
• Capaldi EJ (1966). Čiastočné zosilnenie: hypotéza sekvenčných účinkov. Psychol. Rev. 73 459. [PubMed]
• Capaldi EJ, Martins AP (2010). Aplikácia spomienok na výsledky posilnenia hlavne na Pavlovianovu úpravu. Učiť. Motív. 41 187-201.
• Coates E., Blaszczynski A. (2014). Prediktory diskriminácie návratnosti v hracom automate. J. Gambl. Stud. 30 669–683. 10.1007/s10899-013-9375-8 [PubMed] [Cross Ref]
• Collins LM, Lanza ST (2010). Analýza latentnej a latentnej transformácie: s aplikáciami v spoločenských, behaviorálnych a zdravotných vedách. Hoboken, NJ: John Wiley a Sons.
• Crossman EK, Bonem EJ, Phelps BJ (1987). Porovnanie vzorov odozvy na rozvrhoch s pevným, variabilným a náhodným pomerom. J. Exp. Anal. Behave. 48 395 – 406. 10.1901 / jeab.1987.48-395 [Článok bez PMC] [PubMed] [Cross Ref]
• Dickerson MG (1979). FI plány a vytrvalosť v hazardných hrách v UK stávkovej kancelárii. J. Appl. Behave. Anal. 12 315 – 323. [Článok bez PMC] [PubMed]
• Dickerson MG (1984). Kompulzívni hráči. Londýn: Addison-Wesley Longman Ltd.
• Dixon MJ, Fugelsang JA, MacLaren VV, Harrigan KA (2013). Hazardné hry môžu diskriminovať „pevne“ od „voľných“ elektronických hracích automatov. Int. Gamble. Stud. 13 98-111. 10.1080 / 14459795.2012.712151 [Cross Ref]
• Dixon MJ, Harrigan KA, Jarick M., MacLaren V., Fugelsang JA, Sheepy E. (2011). Psychofyziologické vzrušenie podpisy takmer chýbajúce v hre hracieho automatu. Int. Gamble. Stud. 11 393-407.
• Dymond S., McCann K., Griffiths J., Cox A., Crocker V. (2012). Núdzové prideľovanie a hodnotenie výsledkov v hazardných hrách hracích automatov. Psychol. Narkoman. Behave. 26 99 – 111. 10.1037 / a0023630 [PubMed] [Cross Ref]
• Fantino E., Navarro A., O'Daly M. (2005). Veda o rozhodovaní: správanie súvisiace s hazardnými hrami. Int. Gamble. Stud. 5 169-186.
• Fortune EE, Goodie AS (2012). Kognitívne skreslenie ako súčasť a zameranie liečby patologického hráčstva: prehľad. Psychol. Narkoman. Behave. 26 298. [PubMed]
• Gallistel CR, Gibbon J. (2000). Čas, rýchlosť a kondicionovanie. Psychol. Rev. 107 289. [PubMed]
• Sivá HM, LaPlante DA, Shaffer HJ (2012). Behaviorálne charakteristiky internetových hazardných hráčov, ktorí spúšťajú firemné zodpovedné zásahy do hazardných hier. Psychol. Narkoman. Behave. 26 527 – 535. 10.1037 / a0028545 [PubMed] [Cross Ref]
• Griffiths MD, Auer M. (2013). Nezanedbateľnosť typu zveri pri získavaní, rozvoji a udržiavaní problémového a patologického hráčstva. Predná. Psychol. 3: 621 10.3389 / fpsyg.2012.00621 [Článok bez PMC] [PubMed] [Cross Ref]
• Harrigan KA (2007). Štrukturálne vlastnosti automatu: skreslený pohľad hráčov na percentá návratnosti. J. Gambl. problémy 215-234. 10.4309 / jgi.2007.20.7 [Cross Ref]
• Harrigan KA, Dixon MJ (2009). PAR Listy, pravdepodobnosti a hra na hracom automate: dôsledky pre problémové a problémové hazardné hry. J. Gambl. problémy 81-110. 10.4309 / jgi.2009.23.5 [Cross Ref]
• Haw J. (2008a). Random-ratio harmonogramy posilňovania: úloha skorých výhier a nevydarených skúšok. J. Gambl. problémy 56-67. 10.4309 / jgi.2008.21.6 [Cross Ref]
• Haw J. (2008b). Vzťah medzi výberom výstuže a hracím automatom. J. Gambl. Stud. 24 55–61. 10.1007/s10899-007-9073-5 [PubMed] [Cross Ref]
• Hayden BY, Platt ML (2007). Dočasné diskontovanie predpovedá citlivosť na riziko u makakov rhesus. Akt. Biol. 17 49 – 53. 10.1016 / j.cub.2006.10.055 [Článok bez PMC] [PubMed] [Cross Ref]
• Hing N., Gainsbury S., Blaszczynski A., Wood RT, Lubman D., Russell A. (2014). Interaktívne hazardné hry. Správa pre Austráliu Výskum hazardných hier Úradom pre likéry Melbourne, VC: Gaming a Racing Department of Justice; Dostupný v: http://www.gamblingresearch.org.au/resources/6482d5fa-f068-41e5-921f-facd4f10365e/interactive+gambling.pdf [Accessed August 1 2014].
• Horsley RR, Osborne M., Norman C., Wells T. (2012). Vysokofrekvenční hráči vykazujú po čiastočnom zosilnení zvýšenú odolnosť voči zániku. Behave. Brain Res. 229 438 – 442. [PubMed]
• Humphreys LG (1939). Vplyv náhodného striedania zosilnenia na získanie a zánik podmienených reakcií očných viečok. J. Exp. Psychol. 25 141.
• Hurlburt RT, Knapp TJ, Knowles SH (1980). Simulovaná hra s automatickým hracím automatom so súbežným variabilným pomerom a náhodnými pomermi rozvrhu výstuže. Psychol. Rep. 47 635 – 639. 10.2466 / pr0.1980.47.2.635 [Cross Ref]
• Kassinove JI, Schare ML (2001). Účinky „takmer chýbajúceho“ a „veľkej výhry“ na vytrvalosť v hazardných hrách na hracích automatoch. Psychol. Narkoman. Behave. 15 155. [PubMed]
• Kräplin A., Dshemuchadse M., Behrendt S., Scherbaum S., Goschke T., Bühringer G. (2014). Dysfunkčné rozhodovanie v patologickom hráčstve: špecifickosť vzoru a úloha impulzívnosti. Psychiatry Res. 215 675 – 682. [PubMed]
• LaBrie RA, LaPlante DA, Nelson SE, Schumann A., Shaffer HJ (2007). Posúdenie podmienok: perspektívna dlhodobá štúdia správania v oblasti športových hier na internete. J. Gambl. Stud. 23 347–362. 10.1007/s10899-007-9067-3 [PubMed] [Cross Ref]
• LaPlante DA, Nelson SE, šedý HM (2014). Zapojenie do hĺbky a hĺbky: pochopenie zapojenia sa do hazardných hier na internete a jeho vzťahu k problémom s hazardnými hrami. Psychol. Narkoman. Behave. 28 396 – 403. 10.1037 / a0033810 [PubMed] [Cross Ref]
• Lesieur H., Blume S. (1987). South Oaks Gambling Screen (SOGS): nový nástroj na identifikáciu patologických hráčov. Am. J. Psychiatry 144 1184 – 1188. [PubMed]
• Lewis DJ, Duncan CP (1956). Vplyv rôznych percent peňažnej odmeny na zánik reakcie páky. J. Exp. Psychol. 52 23. [PubMed]
• Lewis DJ, Duncan CP (1957). Očakávanie a odolnosť voči zániku reakcie ťahania páky ako funkcie percenta posilnenia a výšky odmeny. J. Exp. Psychol. 54 115. [PubMed]
• Lewis DJ, Duncan CP (1958a). Očakávanie a odolnosť voči zániku reakcie ťahania páky ako funkcie percenta zosilnenia a počtu akvizičných skúšok. J. Exp. Psychol. 55 121. [PubMed]
• Lewis DJ, Duncan CP (1958b). Zážitková skúsenosť a čiastočné posilnenie. J. Abnorm. Soc. Psychol. 57 321. [PubMed]
• Linnet J., Rømer Thomsen K., Møller A., ​​Callesen MB (2010). Frekvencia udalostí, vzrušenie a túžba hazardovať medzi patologickými hráčmi. Int. Gamble. Stud. 10 177-188. 10.1080 / 14459795.2010.502181 [Cross Ref]
• Mackintosh NJ (1974). Psychológia vzdelávania zvierat. Oxford: Akademická tlač.
• MacLaren VV, Fugelsang JA, Harrigan KA, Dixon MJ (2011). Osobnosť patologických hráčov: metaanalýza. Clin. Psychol. Rev. 31 1057 – 1067. [PubMed]
• MacLin OH, Dixon MR, Daugherty D., Small SL (2007). Použitie počítačovej simulácie troch hracích automatov na preskúmanie preferencie hazardného hráča medzi rôznymi hustotami takmer chýbajúcich alternatív. Behave. Res. metódy 39 237 – 241. [PubMed]
• Madden GJ, Ewan EE, Lagorio CH (2007). Smerom k zvieraciemu modelu hazardných hier: oneskorenie diskontovania a príťažlivosti nepredvídateľných výsledkov. J. Gambl. Stud. 23 63–83. 10.1007/s10899-006-9041-5 [PubMed] [Cross Ref]
• Miguez G., Witnauer JE, Laborda MA, Miller RR (2014). Skúšobné rozstupy počas zániku: úloha kontextových združení. J. Exp. Psychol. Anim. Učiť. Cogne. 40 81. [PubMed]
• Miller NV, Currie SR, Hodgins DC, Casey D. (2013). Validácia indexu závažnosti problému pomocou potvrdzujúcej faktorovej analýzy a modelovania rašple. Int. J. Methods Psychiatr. Res. 22 245 – 255. [PubMed]
• Moody EW, Sunsay C., Bouton ME (2006). Základný náter a skúšobné rozstupy v extinkcii: účinky na výkon zániku, spontánne zotavenie a obnovenie v chutnom kondicionovaní. QJ Exp. Psychol. 59 809 – 829. [PubMed]
• Msetfi RM, Murphy RA, Simpson J. (2007). Depresívny realizmus a vplyv intertrial intervalu na úsudky nulových, pozitívnych a negatívnych nepredvídaných okolností. QJ Exp. Psychol. 60 461 – 481. [PubMed]
• Msetfi RM, Murphy RA, Simpson J., Kornbrot DE (2005). Depresívny realizmus a skreslenie hustoty výsledkov v rozhodnutiach o nepredvídaných okolnostiach: vplyv kontextu a intertrial interval. J. Exp. Psychol. Gen. 134 10. [PubMed]
• Orford J., Wardle H., Griffiths M., Sproston K., Erens B. (2010). PGSI a DSM-IV v prieskume 2007 British Gambling Prevalence Prevalence: spoľahlivosť, odozva položiek, štruktúra faktorov a dohoda medzi jednotlivými oblasťami. Int. Gamble. Stud. 10 31-44.
• Orgaz C., Estévez A., Matute H. (2013). Patologickí hráči sú zraniteľnejší voči ilúzii kontroly v štandardnej asociatívnej vzdelávacej úlohe. Predná. Psychol. 4: 306 10.3389 / fpsyg.2013.00306 [Článok bez PMC] [PubMed] [Cross Ref]
• Patton JH, Stanford MS, Barratt ES (1995). Faktorová štruktúra stupnice impulzivity podľa Barratta. J. Clin. Psychol. 51 768 – 774. [PubMed]
• Poon L., Halpern J. (1971). Malé štúdie PREE s dospelými ľuďmi: odolnosť voči zániku ako funkcia počtu prechodov NR. J. Exp. Psychol. 91 124.
• Sharpe L. (2002). Reformovaný kognitívno-behaviorálny model problémového hazardu: biopsychosociálna perspektíva. Clin. Psychol. Rev. 22 1–25. 10.1016/S0272-7358(00)00087-8 [PubMed] [Cross Ref]
• Stout SC, Chang R., Miller RR (2003). Skúšobná vzdialenosť je determinantom interakcie cue. J. Exp. Psychol. Anim. Behave. Proces. 29 23. [PubMed]
• Sunsay C., Bouton ME (2008). Analýza skúšobného efektu s relatívne dlhými intertrialnymi intervalmi. Učiť. Behave. 36 104 – 115. [PubMed]
• Sunsay C., Stetson L., Bouton ME (2004). Pamäť priming a skúšobné medzery účinky v Pavlovian učenia. Učiť. Behave. 32 220 – 229. [PubMed]
• Wardle H., Moody A., Spence S., Orford J., Volberg R., Jotangia D., et al. (2011). Britský prieskum prevalencie hazardných hier 2010. Londýn: Kancelárske potreby.
• Weatherly JN, Sauter JM, kráľ BM (2004). „Veľká výhra“ a odolnosť voči zániku pri hazardných hrách. J. Psychol. 138 495 – 504. [PubMed]