Kompulsivitetsrelaterade neurokognitiva prestandaförluster i spelproblem: En systematisk granskning och meta-analys (2017)

Neurovetenskap & Biobehavioral Recensioner

Volym 84, Januari 2018, sidor 204 – 217

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


slingor

• Tvångsförmåga anses vara en central konstruktion av spelsjukdomar.

• Det är dock oklart om detta återspeglas av avvikande kompulsivitetsrelaterad neurokognitiv funktion.

• För att syntetisera forskningsbevis genomförde vi en systematisk granskning och metaanalys.

• Vi identifierade 30-studier som testade tvångsrelaterade neuropsykologiska funktioner.

• Metaanalyser avslöjade prestationsunderskott hos individer med spelsjukdomar jämfört med friska kontroller.


Abstrakt

Kompulsivitet är ett centralt inslag i beroendeframkallande störningar, inklusive spelstörning. Det är dock oklart i vilken utsträckning detta tvångsmässiga beteende vid spelstörning är förknippat med onormal kompulsivitetsrelaterad neurokognitiv funktion. Här sammanfattar och syntetiserar vi bevisen för tvångsmässigt beteende, bedömt av tvångsrelaterade neurokognitiva uppgifter, hos individer med spelstörning jämfört med friska kontroller (HC). Totalt 29 studier inkluderade 41 uppgiftsresultat inkluderades i den systematiska granskningen; 32 datamängder (n = 1072 individer med spelstörning; n = 1312 HC) inkluderades också i metaanalyserna, utförda för varje kognitiv uppgift separat. Våra metaanalyser indikerar signifikanta underskott hos individer med spelstörning i kognitiv flexibilitet, uppmärksam inställning och uppmärksamhet. Sammantaget stöder dessa resultat tanken att tvångsrelaterade prestandaunderskott kännetecknar spelstörning. Denna förening kan ge en möjlig koppling mellan försämringar av verkställande funktioner relaterade till tvångshandling. Vi diskuterar den praktiska relevansen av dessa resultat, deras konsekvenser för vår förståelse av spelstörning och hur de relaterar till neurobiologiska faktorer och andra '' kompulsivitetsstörningar ''.

Nyckelord

  • Patologiskt spelande
  • Missbruk;
  • Kognitiv flexibilitet;
  • Exekutiva funktioner;
  • Reversal learning;
  • Stroop-uppgift;
  • Wisconsin-kortsorteringsuppgift;
  • Intra-extra dimensionell set-shift;
  • Spårstillverkningsuppgift;
  • Dimensionell psykiatri;
  • Beredskapslärande;
  • Kognitiv växling

1. Introduktion

1.1. Logisk grund

Patologiskt spel har nyligen klassificerats som ett beteendemissbruk och bytt namn till Gambling Disorder (DSM-5; American Psychiatric Association, 2013). Detta beslut baserades till stor del på kliniska och neurobiologiska likheter med substansanvändningssjukdomar (Fauth-Bühler et al,., 2017 ;  Romanczuk-Seiferth et al,., 2014). I likhet med narkotikamissbruk inkluderar symtom på spelstörning upprepade misslyckade ansträngningar för att stoppa spel, känsla rastlös eller irriterad när man försöker stoppa och minskade förmågan att stoppa spel trots negativa konsekvenser av spel. Spelstörning klassificerades tidigare som en impulskontrollstörning och har länge varit associerad med högre impulsivitet (Verdejo-García et al., 2008). Nu när spel klassificeras som ett beteendemissbruk finns det ett ökat behov av att fokusera på de tvångsmässiga aspekterna av beteendet, vilket kan vara centralt för att förstå patologin för spelstörning (t.ex. El-Guebaly et al., 2012; Leeman och Potenza, 2012) och missbruk i allmänhet.

Beroende kan ses som slutpunkten i en serie övergångar: från inledande målstyrd genom vanligt till så småningom kompulsivt beroendeframkallande beteende (Everitt och Robbins, 2005). Fenomenologiska beroendemodeller belyser också den motiverande förändringen från impulsivitet till tvång (El-Guebaly et al., 2012). Självrapportundersökningar som bedömer beroende-specifika kompulsiva tendenser indikerar faktiskt förekomsten av tvångsmässigt beteende i beroendeframkallande populationer (Anton et al,., 1995; Blaszczynski, 1999; Bottesi et al,., 2014 ;  Vollstädt-Klein et al,., 2015). Förutom tvångsmässigt läkemedelsanvändningsbeteende kan nedsättningar i allmänna tvångsrelaterade verkställande funktioner, såsom uthålligt beteende eller kognitiv flexibilitet, också vara relaterade till missbruk (Fineberg et al., 2014). Eftersom spelstörning kan tillhandahålla en modell av drogfri beroende erbjuder det möjligheten att undersöka tvångsmässighet som en endofenotyp för beroende. Andra beteenden, som mat, sex och internetberoende, kan också vara tvångsmässigt (Morris och Voon, 2016). Dessa beteenden fanns dock utanför ramen för den aktuella granskningen, eftersom de inte ingår i kategorin "Substansrelaterade och beroendeframkallande störningar" i DSM-5 på grund av otillräcklig forskning.

Studier som undersöker tvång, dvs. utförandet av repetitiva handlingar trots negativa konsekvenser, hos individer med spelsjukdom är knappast. Detta kan bero på konstruktionens komplexa, mångfacetterade natur. I själva verket kan kompulsivitet konceptualiseras på olika sätt, som verkar skilja sig mellan störningar och beskrivningar (Yücel och Fontenelle, 2012). Det är viktigt, och i motsats till impulsivitet, är antalet forskningsinstrument för att bedöma kompulsivitet begränsat. Därför har det föreslagits att även om de är användbara som ett koncept för kliniker, är tvång "för tvetydigt och förvirrande för forskningsstudier av ämnet" (Yücel och Fontenelle, 2012). Å andra sidan har nya definitioner av tvångsmässighet föreslagits som redogör för dess flerdimensionalitet och erbjuder möjligheter att systematiskt studera de mekanismer som bidrar till tvångsmässigt beteende (t.ex. Fineberg et al,., 2010 ;  Dalley et al,., 2011).

Tvångsmässigt beteende beror sannolikt på störningar i olika kognitiva processer, inklusive uppmärksamhet, uppfattning och reglering av motoriska eller kognitiva svar. En ny teoretisk granskning av kompulsivitet av experter på detta område har föreslagit en ram där kompulsivitet är indelad i fyra separata, neurokognitiva domäner: beredskapsrelaterad kognitiv flexibilitet, uppsättning / uppmärksamhet set-shifting, uppmärksam bias / frikoppling och vana inlärning (Fineberg et al., 2014). Var och en av dessa domäner innebär en separat komponent av kompulsivitet med en separat nervkrets (Fineberg et al., 2014) och kan operationaliseras med specifika neurokognitiva uppgifter (se Tabell 1). En kritisk komponent i tvångsmässigt beteende, främst förknippat med repetitivt beteende, är oförmågan att anpassa sig till en situation flexibelt. Neurokognitiva uppgifter som bedömer kognitiv (in) flexibilitet antingen (i) manipulera händelser, som huvudsakligen är beroende av inlärnings- / avlärningsbeteende (beredskapsrelaterad kognitiv flexibilitet), (ii) manipulera uppmärksamhetsresponslägen (uppdrag / uppmärksam inställningsförskjutning) eller (iii) ) testa förmågan att hämma ett prepotent, automatiskt svar (uppmärksam bias / frikoppling) (Fineberg et al., 2014). En annan komponent som kan ge upphov till tvång är (iv) överberoende av vanorinlärning: tendensen till handlingar som ofta upprepas för att bli automatiska och okänsliga för mål. För heuristiska ändamål valde vi att använda dessa fyra domäner som ett ramverk för att organisera och undersöka bevis för tvångsmässighet vid spelstörning.

Tabell 1.

Fyra tvångsområden.

Neurokognitiv domäna

Definition

uppgift

Resultat (# studier som rapporterar detta resultat)

# studier i GD

Beredskapsrelaterad kognitiv flexibilitet Nedsatt anpassning av beteende efter negativ feedback Probabilistic Reversal Learning Task Antal reverseringar (1); pengar vann (1); uthållningsfel (1); reverseringskostnad (1) 4
Kortspelningsuppgift Antal spelade kort (1); uthållighetsnivå (kategorier) (2) 3
Deterministic Reversal Learning Task Medelfelfrekvens (1) 1
Uppgift om beredskapslärande Kommissionen / uthållighetsfel (1) 1
Uppgift / uppmärksam inställningsskift Nedsatt växling av uppmärksamhet mellan stimuli Wisconsin Card sorteringsuppgift Perservativa fel (8); totala försök (1) 9
Intra-Extra Dimensionell Set Shift Totalt fel (4) 4
Växla uppgift Noggrannhet (1) 1
Uppmärksam förspänning / frikoppling Nedsatt förskjutning av mentala uppsättningar från stimuli Stroop uppgift Interferensindex (8); RT /% felaktigt (4) 12
Trail Making Task (B) Tid att slutföra (4) 4
Vana lärande Brist på känslighet för mål eller resultat av åtgärder Tvåstegs beslutsuppgift Modellbaserade och modellfria val 0
Fantastiskt fruktspel Handlingsfel 0
Devaluation uppgift Värderat kontra devalverat valförhållande 0

GD = Gambling Disorder; RT = reaktionstid.

a

Domäner från Fineberg et al. (2014).

Tabellalternativ

1.2. mål

Det centrala syftet med denna systematiska granskning och metaanalys är att sammanfatta och integrera för första gången de empiriska bevisen för funktionsnedsättningar i kompulsivitetsrelaterade neuropsykologiska funktioner i spelstörningar. Därför försökte vi svara på följande fråga (enligt PICO-kriterier): finns det bevis för tvångsmässigt beteende, jämfört med HC: er, hos individer som lider av spelstörning, bedömd med neurokognitiva åtgärder? För detta ändamål har vi systematiskt granskat litteraturen om spelsjukdomar för att inkludera alla experimentella studier som mäter en av de fyra komponentkomponenterna (Tabell 1). Dessutom genomfördes metaanalyser för alla separata uppgifter inom varje domän (med minst 3-studier per uppgift) för att sammanfatta den tillgängliga kunskapen. Vi ansåg att tvångsrelaterade neuropsykologiska funktioner försämras hos individer med spelsjukdomar jämfört med HC.

2. metoder

Denna systematiska granskning och metaanalys genomfördes och rapporterades i enlighet med föredragna rapporteringsobjekt för systematiska granskningar och metaanalyser för protokoll 2015 (PRISMA-P 2015) riktlinjer (Moher et al., 2015) och har registrerats i PROSPERO International Prospective Register of Systematic Reviews (crd.york.ac.uk/prospero, registreringsnummer: CRD42016050530). Kontrolllistan PRISMA för protokoll (PRISMA-P) för översynen ingår också i tilläggsfilen 1.

2.1. Informationskällor och sökstrategi

Vi började med att söka WHO International Clinical Trials Registry Platform (WHO ICTRP) och ClinicalTrials.gov efter potentiellt kvalificerade pågående studier. Originalartiklar sökades med Ovid MEDLINE, Embase och PsycINFO. Sökningarna genomfördes i augusti 2016 och uppdaterades i februari 2017.

En scoping-sökning identifierade följande nyckelbegrepp [] -kombinationer: [spelstörning] OCH ([tvång] ELLER [neuropsykologiska tester] ELLER [uppmätta relevanta testparametrar]). Därefter anpassades dessa nyckelbegrepp för varje bibliografisk databas med tillämpliga (kontrollerade) termer, databasspecifika sökfält och syntaxer. Se Bilaga A (Kompletterande data) för en fullständig detaljerad sökstrategi.

Det bör noteras att uppgifter som bedömer störningsspecifik uppmärksamhetsförskjutning inte beaktades, eftersom beteendemässiga skillnader mellan individer med spelstörning och HC inte (nödvändigtvis) är relaterade till kognitiv flexibilitet i sig, utan snarare beroendet och därför inte relevant för den tvärdiagnostiska endofenotypen av kompulsivitet. Dessutom kan störningsspecifika uppmärksamhetsförskjutningar återspegla flera underliggande processer (Fält och Cox, 2008). Av dessa skäl övervägde vi inte att inkludera uppgifter som den spelspecifika Stroop-uppgiften eller den spelspecifika Dot-Probe-uppgiften.

2.2. Urvalskriterier

Valda studier var tvungna att uppfylla följande inkluderingskriterier: studien inkluderade mänskliga försökspersoner i åldern 18 – 65 år; studien inkluderade DSM-5-spel med störningsstörningar, DSM-III, DSM-III-R eller DSM-IV patologiska spelare eller spelare med en SOGS-poäng större än 5; studien inkluderade en frisk kontrollgrupp; och studien hade minst 10 ämnen per grupp. Dessutom måste studier inkludera en experimentell uppgift eller paradigm för att testa en aspekt av kompulsivitet, enligt definitionen av de fyra domänerna (Tabell 1). Originalartiklar inkluderades oavsett språk, publiceringsår, publikationstyp eller publiceringsstatus. Den kompletta listan med referenser exporterades till EndNote X7 för att ta bort duplikat och importerades därefter till Rayyan (Elmagarmid et al., 2014) för titel- och abstrakt screening.

2.3. Studieval

Titlarna och abstrakterna för alla de identifierade studierna screenades oberoende av varandra av två författare (TvT och RJvH). Eventuella avvikelser mellan granskarens beslut löstes genom diskussion tills en överenskommelse nåddes (<1% av artiklarna). De utvalda artiklarna lästes därefter i sin helhet för att se om alla inkluderingskriterier var uppfyllda. Vi sökte aktivt efter dubbla publikationer eller återanvändning av samma dataset och, när vi stött på, användes den senaste eller mest fullständiga datasetet.

2.4. Datautvinning och studiekvalitet

Följande data extraherades från de utvalda studierna: demografiska och kliniska egenskaper hos undersökningens sammansättning (storlek, kön, ålder, klinisk diagnos, svårighetsgrad av spel); vilken typ av neurokognitivt test som används; rapporterat resultatmått; huvudresultatet av studien; primära testparametrar, medel och standardavvikelse tillsammans med annan kritisk statistisk information från vilken effektstorlekar kan beräknas (se Tabell 2, Tabell 3 ;  Tabell 4). Om primära testparametrar skilde sig från andra studier med samma kognitiva uppgift, kontaktade vi motsvarande författare. Två studier utesluts från både den systematiska översynen och metaanalyserna eftersom tolkningen av de rapporterade utfallsparametrarna var oklar och inte kunde klargöras.

Tabell 2.

Översikt inkluderade studier inom beredskapsrelaterad kognitiv flexibilitetsdomän.

Läsa på

Befolkning (♀ / ♂)

Ålder

I behandling

Klinisk åtgärd

uppgift

Resultat

GD vs HC

Resultat

Boog et al. (2014) 19 GD (5♀), 19 HC (3♀) GD = 42.1, HC = 38.8 ja DSM-IV; SOGS = 8.3 PRLT antal reverseringar GD <HC GD: er gjorde mindre vändningar
de Ruiter et al. (2009) 19 GD, 19 ND, 19 HC (♂) GD = 34.3, HC = 34.1 ja DSM-IV; SOGS = 8.9 PRLT pengar vann GD <HC GD: er vann mindre pengar än rökare och HC
Torres et al. (2013) 21 GD (2♀), 20 CD (♂), 23 HC (2♀) GD = 31.4, HC = 30.1 ja DSM-IV PRLT totalt antal korrekta val GD = HC  
Verdejo-García et al. (2015) 18 GD (2♀), 18 CD (1♀), 18 HC (1♀) GD = 33.5, HC = 31.1 ja DSM-IV PRLT träff- och felprocent GD = HC  
Brevers et al. (2012) 65 GD (15♀), 35 HC (6♀) GD = 38.9, HC = 43.2 Nej DSM-IV; SOGS = 7.1 CPT #kort spelade (kategorier) GD <HC Fler GD: er använde en extremt uthållig kortvalstrategi; uthållighet korrelerade med SOGS-poäng
Goudriaan et al. (2005) 48 GD (8♀), 46 AD (10♀), 47 TS (15♀), 49 HC (15♀) GD = 39.0, HC = 35.8 ja DSM-IV; SOGS = 13.9 CPT #kort spelade (kategorier) GD <HC Fler GD: er använde en uthållig strategi för val av kort
Thompson et al. (2013) 42 GD (2♀), 39 HC (20♀) GD = 25.0, HC = 24.8 Nej SOGS = 9.1 CPT totala kontanter vann; #kort spelade GD <HC GD: er spelade ett större antal kort och vann en mindre mängd kontanter, vilket indikerar uthållighet
Vanes et al. (2014) 28 GD, 33 AD, 19 HC (♂) GD = 36.6, HC = 39.1 ja DSM-IV; SOGS = 10.6 CLT uthålliga fel GD = HC GD: er visade en viss indikation på uthållighet i den inledande fasen
Janssen et al. (2015) 18 GD, 22 HC (♂) GD = 35.2, HC = 32.2 Blanda DSM-IV; SOGS = 12.3 DRLT felfrekvenser för reverseringsförsök; medelfel GD = HC  

Förkortningar: Befolkning: GD = patienter med spelstörningar; HC = hälsosamma kontroller; ND = nikotinberoende patienter; CD = kokainberoende patienter; AD = alkoholberoende patienter; TS = patienter med Tourettes syndrom; BN = Bulimia nervosa patienter; OCD = patienter med tvångssyndrom; IAD = Internet Addiction Disorder patients; IGD = Internet Gaming Disorder patients; PrGs = Problematiska spelare; ♂ = hane; ♀ = Kvinna ;? = kön ej rapporterat. Klinisk åtgärd: DSM = Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders; SOGS = South Oaks Gambling Screen; PGSI = Problem Gambling Severity Index; SCID = Strukturerad klinisk intervju för DSM; NODS = NORC diagnosskärm för spelproblem. Uppgifter: PRLT = Probabilistic Reversal Learning Task; CPT = kortspelningsuppgift; DRLT = Deterministic Reversal Learning Tasks; CLT = Contingency Learning Task; WCST = Wisconsin-kortsorteringsuppgift; IED = Intra-Extra Dimensional Set Shift; TMT = Trail Making Task. Resultatmått: RT = reaktionstid; * = störningar beräknades som: [#items tredje lista - ((#Words × #Colors) / (# Words + #Colors))]; TMT_B = Trail Making Test del B. GD vs HC: GD <HC återspeglar GD-patienter som presterar betydligt sämre än HC.

Tabellalternativ

Två betygsgivare (NMS och JMK) bedömde oberoende varje studie för metodkvalitet på en 8-giltighetsskala som bedömde metodisk rigor, urval och rapporteringsförspänning. En tidigare använt checklista (Thompson et al., 2016), som baserades på objekt från Cochrane Collaboration-kriterierna, PRISMA-rekommendationerna och PEDro-riktlinjerna, anpassades genom att ta bort objekt som utvärderade randomisering av grupper och förblindande förfaranden, eftersom dessa inte var tillämpliga på studier som undersöktes i den aktuella granskningen (5-artiklar). Bevisens kvalitetsnivåer definierades som höga (6 – 8 poäng), medellång (3 – 5 poäng) eller låg (0 – 2 poäng).

2.5. Dataanalys och syntes

Eftersom olika studier använde olika tester och testparametrar, standardiserade medelskillnader (SMD) i effektstorlekar (Hedge's) g) beräknades för att bedöma skillnaden mellan individer med spelstörning och HCs mellan studier. Detta är ett mått som liknar Cohens d men med en korrigering för liten provförskjutning, och resultaten kan tolkas som att de återspeglar en liten (g = 0.2-0.5), medium (g = 0.5-0.8) eller stor (g> 0.8) effekt. Häckar g kodades så att positiva värden indikerade bättre prestanda i HC jämfört med individer med spelstörning. Effektstorlekar beräknades med de ursprungliga (ojusterade) standardavvikelserna; vid behov konverterades standardfel till standardavvikelser (anges i motsvarande tabeller).

Eftersom varje neurokognitiv uppgift testar en annan aspekt av "kompulsivitet" och eftersom det finns en stor variation i deras testparametrar, utfördes metaanalyser för varje uppgift separat. För att ingå i metaanalyserna krävdes minst 3 studier per uppgift. På grund av den förväntade heterogeniteten mellan studieprover och metodisk variation användes slumpmässiga effekter-modeller för övergripande analyser mellan grupper. En signifikansnivå på p <0.05 (två-tailed) användes. Närvaron av heterogenitet testades med användning av Cochrans Q och dess storlek uppskattades med användning av I2, som kan tolkas som andelen effektstoritetsvarians på grund av heterogenitet. För uppgifter som inkluderade fem eller fler studier utfördes meta-regressionsanalyser med ålder, kön, IQ och spelars svårighetsgrad som kovariater. Vi använde skillnaden mellan grupp mellan ålder, kön och IQ (beräknat med Cohens) d) som ett kovariat i meta-regressionsanalyserna. Alla analyser genomfördes med användning av Comprehensive Meta-Analysis V2 (CMA, Bio-Englewood, New Jersey, USA).

3. Resultat

3.1. Identifierade studier

Den första sökningen identifierade 5521 unika studier, av vilka 29 kunde inkluderas i denna översyn. Fig 1 visar ett PRISMA-flödesdiagram som illustrerar studievalsprocessen. Antalet studier som uteslutits efter fulltextskärm på grund av "Fel kognitiv uppgift" är relativt stort eftersom studier som använder Iowa Gambling Task (n = 20) ännu inte uteslöts under abstrakt screening. Dessa exkluderades dock under fulltextscreening, eftersom de inte passade med någon av de fyra tvångsdomänerna. Dessutom ville vi inledningsvis inkludera kompulsionsfrågeformulär, så dessa ingick i söktermen och valdes under titel- och abstrakt screening. Men i slutändan avstod vi från att inkludera frågeformulär för självrapporter i den slutliga syntesen: frågeformulär är sällan det primära utfallsmåttet och studier rapporterar ofta inte användningen av sådana frågeformulär i deras abstrakta. Därför var chansen att sakna studier som inkluderade frågeformulär stor, vilket gjorde det omöjligt att inkludera dem systematiskt och heltäckande.

Fig 1

Fig. 1. 

Flödesschema som illustrerar antalet identifierade artiklar och de inkluderade och uteslutna i varje steg i sökningen. I vissa studier rapporterades flera kognitiva uppgifter som kunde inkluderas i metaanalysen. Därför är antalet resultat och datasätt högre än antalet studier.

Figuralternativ

De 29 inkluderade studierna omfattade totalt n = 1072 individer med spelstörning och n = 1312 HC. Även om inte alla studier testade spelare som var i terapi eller fick en formell diagnos av spelstörning (specificerad i tabellerna 3–5) inkluderade vi bara studier som testade spelare som fick högre poäng än den kliniska gränsen för spelfrågeformulär. Därför kommer vi att hänvisa till dem som individer med spelstörning i hela manuskriptet. Kvalitetspoängen var ”medium” för tre studier och ”hög” för 26 studier (kompletterande tabell 1). I följande avsnitt, indelade i de fyra domänerna, beskriver vi varje uppgift och dess vanligaste testparametrar. ge en kvalitativ sammanfattning av resultaten; och presentera resultaten av metaanalysen. Tabell 2, Tabell 3 ;  Tabell 4 ge en detaljerad sammanfattning av de studier som ingår för varje domän. För de neurokognitiva uppgifterna som omfattade 3 eller fler studier genomfördes metaanalyser; enskilda tomter visas i Fig 2, Fig 3 ;  Fig 4.

Tabell 3.

Överblick inkluderade studier inom uppgifts- / uppmärksamhet set-shifting domain.

Läsa på

Befolkning (♀ / ♂)

Ålder

I behandling

Klinisk åtgärd

uppgift

Resultat

GD vs HC

Resultat (p <0.05)

Álvarez-Moya et al. (2010) 15 GD, 15 HC, 15 BN (♀) GD = 44.4, HC = 35.5 ja DSM-IV; SOGS = 11.2 WCST uthålliga fel GD <HC GD: er gjorde mer uthålliga fel än HC: er
Black et al. (2013) 54 GD (35♀), 65 HC (38♀) GD = 45.3, HC = 47.5 Blanda DSM-IV; NODS = 13.7 WCST uthålliga svar GD <HC GD: er gjorde mer uthålliga fel än HC: er
Boog et al. (2014) 19 GD (5♀), 19 HC (3♀) GD = 42.1, HC = 38.8 ja DSM-IV; SOGS = 8.3 WCST uthålliga fel GD = HC  
Cavedini et al. (2002) 20 GD (1♀), 40 HC (22♀) GD = 38.5, HC = 30.3 ja DSM-IV; SOGS = 15.8 WCST uthålliga fel; kategorier GD = HC  
Goudriaan et al. (2006) 49 GD (9♀), 48 AD (11♀), 46 TS (14♀), 50 HC (15♀) GD = 37.3, HC = 35.6 ja DSM-IV; SOGS = 11.6 WCST uthålliga svar; #categories GD = HC; GD <HC GD: er svarade inte mer uthålliga svar jämfört med HC, men slutförde färre kategorier
Hur et al. (2012) 16 GD (♂), 31 OCD (8♀), 52 HC (16♀) GD = 28.3, HC = 25.1 ja DSM-IV; SOGS = 15.8 WCST uthålliga fel; icke-uthålliga fel GD = HC; GD <HC GD: er svarade inte mer uthålliga svar jämfört med HC: er, men uppvisade fler icke-uthålliga fel
Ledgerwood et al. (2012) 45 GD (21♀), 45 HC (23♀) GD = 46.1, HC = 45.8 Blanda DSM-IV WCST uthålliga svar; kategorier GD = HC; GD <HC GD: er svarade inte mer uthålliga svar jämfört med HC, men fullbordade färre kategorier
Rugle and Melamed (1993) 33 GD, 33 HC (♂) GD = 41.3, HC = 40.8 ja SOGS = 17.9 WCST totala försök GD <HC GD: er använde fler försök för att avsluta sex korrekta uppsättningar, vilket indikerade sämre uthållighet
Zhou et al. (2016) 23 GD (5♀), 23 IAD (6♀), 23 HC (7♀) GD = 29, HC = 28 ja DSM-IV WCST uthålliga fel; kategorier GD <HC; GD <HC GD: er gjorde mer uthålliga fel jämfört med HC och fullbordade färre kategorier
Choi et al. (2014) 15 GD, 15 IGD, 15 AD, 15 HC (♂) GD = 27.5, HC = 25.3 ja DSM-5; PGSI = 19.9 IED totala fel GD <HC PG: er gjorde fler fel än HC: er
Manning et al. (2013) 30 GD, 30 HC (♂) GD = 37.1, HC = 37.2 ja DSM-IV; SOGS = 13.4 IED totala fel GD = HC  
Odlaug et al. (2011) 46 GD (23♀), 69 PrGs (16♀), 135 HC (55♀) GD = 45.4, HC = 23.4 Nej DSM-IV; SCID = 7.5 IED totala fel GD <HC PG: er gjorde fler fel än HC: er
Patterson et al. (2006) 18 GD, 20 HC (?) GD = 45, HC = 41 ja DSM-IV; SOGS = 14.3 IED-like totala svar GD <HC GD: er genomförde färre försök än HC: er
van Timmeren et al. (2016) 26 GD, 26 HC (♂) GD = 37.1, HC = 37.9 ja DSM-IV; SOGS = 11.1 Växla uppgift växla kostnad; % korrekta omkopplare GD = HC  

För en komplett lista med förkortningar: se Tabell 2.

Tabellalternativ

Tabell 4.

Översikt inkluderade studier inom Attentional bias / frigöringsdomän.

Läsa på

Befolkning (♀ / ♂)

Ålder

I behandling

Klinisk åtgärd

uppgift

Resultat

GD vs HC

Resultat

Albein-Urios et al. (2012) 23 GD, 29 CD, 20 HC (?) GD = 35.6, HC = 28.6 ja DSM-IV Stroop interferensindex GD <HC GD: er visade hämningsproblem jämfört med HC
Álvarez-Moya et al. (2010) 15 GD, 15 BN, 15 HC (♀) GD = 44.4, HC = 35.5 ja DSM-IV; SOGS = 11.2 Stroop interferenspoäng * GD <HC GD: er hade en högre interferenspoäng än HC: er
Black et al. (2013) 54 GD (35♀), 65 HC (38♀) GD = 45.3, HC = 47.5 Blanda DSM-IV; NODS = 13.7 Stroop interferensindex GD = HC  
De Wilde et al. (2013) 22 GD (2♀), 31 HC (4♀) GD = 33,5, HC = 28.1 ja DSM-IV; SOGS = 11.1 Stroop RT GD <HC GD: er var betydligt långsammare än HC: er
Goudriaan et al. (2006) 49 GD (9♀), 48 AD (11♀), 46 TS (14♀), 50 HC (15♀) GD = 37.3, HC = 35.6 ja DSM-IV; SOGS = 11.6 Stroop interferensindex GD <HC GD: er visade hämningsproblem jämfört med HC
Hur et al. (2012) 16 GD (♂), 31 OCD (8♀), 52 HC (16♀) GD = 28.3, HC = 25.1 ja DSM-IV; SOGS = 15.8 Stroop interferensindex GD = HC  
Lai et al. (2011) 37 GD, 40 HC (♂) GD = 36.4, HC = 35.6 ja DSM-IV; SOGS = 14.3 Stroop interferensindex GD = HC  
Ledgerwood et al. (2012) 45 GD (21♀), 45 HC (23♀) GD = 46.1, HC = 45.8 Blanda DSM-IV Stroop interferensindex GD = HC  
McCusker och Gettings (1997) 15 GD, 15 HC (♂) GD = 33.6, HC = 23.4, ja - Stroop RT GD = HC  
Kertzman et al. (2006) 62 GD (20♀), 83 HC (25♀) GD = 40.6, HC = 40.4 ja DSM-IV; SOGS> 5 Stroop interferensindex GD <HC GD: er visade hämningsproblem jämfört med HC
Potenza et al. (2003) 13 GD, 11 HC (♂) GD = 35.2, HC = 29.0 ja DSM-IV; SOGS = 12.6 Stroop % felaktig; RT felaktig GD = HC  
Regard et al. (2003) 21 GD (1♀), 19 HC (1♀) GD = 33.6, HC = 34.4 ja DSM-III Stroop RT; antal fel GD = HC; GD <HC GD: er var inte långsammare men gjorde fler fel på Stroop-uppgiften än HC: er
Black et al. (2013) 54 GD (35♀), 65 HC (38♀) GD = 45.3, HC = 47.5 Blanda DSM-IV; NODS = 13.7 TMT TMT_B (sek) GD = HC  
Choi et al. (2014) 15 GD, 15 IGD, 15 AD, 15 HC (♂) GD = 27.5, HC = 25.3 ja DSM-5; PGSI = 19.9 TMT TMT_B (sek) GD = HC  
Hur et al. (2012) 16 GD (♂), 31 OCD (8♀), 52 HC (16♀) GD = 28.3, HC = 25.1 ja DSM-IV; SOGS = 15.8 TMT TMT_B (sek) GD = HC  
Rugle and Melamed (1993) 33 GD, 33 HC (♂) GD = 41.3, HC = 40.8 ja SOGS = 17.9 TMT TMT_B (sek) GD = HC  

För en komplett lista med förkortningar: se Tabell 2.

Tabellalternativ

Fig 2

Fig. 2. 

Skogplott för den sammanfattande effekten storleken på skillnaden på (A) den Probabilistic Reversal Learning Task och (B) kortets uthållighetsuppgift mellan GD-patienter och HC: er. * Ingen standardavvikelse rapporterades i denna studie, men beräknades baserat på standardfelet. Storleken på rutorna återspeglar studiernas relativa vikt för den sammanlagda uppskattningen. Diamanten indikerar den totala effektstorleken.

Figuralternativ

Fig 3

Fig. 3. 

Skogplott för den sammanfattande effekten storleken på skillnaden på (A) Wisconsin Card sorteringsuppgift och (B) Intra Extra Dimensional Set Shift mellan GD-patienter och HC: er. Storleken på rutorna återspeglar studiernas relativa vikt för den sammanlagda uppskattningen. Diamanten indikerar den totala effektstorleken.

Figuralternativ

Fig 4

Fig. 4. 

Skogplott för den sammanfattande effekten storleken på skillnaden på (A) Stroopuppgiften och (B) Trail Making Test mellan GD-patienter och HC-patienter. * Ingen standardavvikelse rapporterades i denna studie, men beräknades baserat på standardfelet. Storleken på rutorna återspeglar studiernas relativa vikt för den sammanlagda uppskattningen. Diamanten indikerar den totala effektstorleken.

Figuralternativ

3.2. Beredskapsrelaterad kognitiv flexibilitet

Beredskapsrelaterad kognitiv flexibilitet involverar att lära sig en regel och den efterföljande anpassningen av beteende efter en regeländring med hjälp av feedback från prov. Ett ämne måste alltså lära sig och lära sig om händelser på ett flexibelt sätt. I de inkluderade studierna identifierades fyra uppgifter som uppfyllde denna beskrivning: Probabilistic Reversal Learning Task, the Card playing Task, a Deterministic Reversal Learning Task and a Contingency Learning Task.

3.2.1. Probabilistisk omvänd lärningsuppgift

I Probabilistic Reversal Learning Task (PRLT; PRLT; Cools et al., 2002), ämnen väljer mellan (vanligtvis) två stimuli och lär sig att ett av två val är "bra" medan det andra är "dåligt". Stimulan är delvis förutsägbar för resultatet (dvs sannolikhet), t.ex. 70% av den tid som feedbacken är korrekt och 30% av den tiden feedbacken är falsk. Efter att ha lyckats lära sig att skilja mellan det goda och det dåliga alternativet, ändras regeln (dvs. en vändning) och deltagaren måste anpassa sig till den nya regeln. Olika versioner av denna uppgift används, med reverseringar som antingen sker vid ett fast antal försök eller efter ett fast antal korrekta svar. Beroende på omvändnings ögonblick kan uthållighet återspeglas av antalet korrekta val efter en regeländring, det totala antalet återföringar som genomförts eller det totala beloppet som tjänats (i alla mått återspeglar lägre poäng högre uthållighet).

Fyra studier identifierades som använde PRLT i grupper med olyckor med spel. I två studier (Boog et al,., 2014 ;  de Ruiter et al,., 2009) individer med spelstörning visade uthållighet av svar, medan i de andra två studierna (Torres et al,., 2013 ;  Verdejo-Garcia et al,., 2015) inga signifikanta beteendeproblem observerades vid denna uppgift. Även om olika versioner av PRLT användes i varje studie (se Tabell 2), var de jämförbara med avseende på testning av "uthållighet" och därför inkluderades alla studier i metaanalysen.

Data från alla fyra studierna, inklusive totalt 77 individer med spelstörning och 79 HC, samlades och avslöjade ingen signifikant försämring av PRLT mellan individer med spelstörning och HC (effektstorlek = 0.479; Z-värde = 1.452; p = 0.144) (Fig 2A). För denna uppgift bevisades emellertid avsevärd heterogenitet (Q = 11.7, p <0.01, I2 = 74%) (kompletterande tabell 2). Denna heterogenitet förklarades inte signifikant av några faktorer som beaktades i metaregressionen (kön, ålder, IQ och spelets svårighetsgrad, som verkligen var jämförbara mellan studierna), men kan återspegla det faktum att ett annat resultatmått på PRLT rapporterades i varje studie.

3.2.2. Kortspeluppgift

I kortspelning (eller Perseveration) -uppgiften (CPT; Newman et al., 1987) får deltagaren en kortlek och får veta att ett ansiktskort vinner pengar och ett sifferkort förlorar pengar. Deltagaren måste besluta, på en rättegång för rättegång, om att fortsätta spela eller att avsluta uppgiften. När du fortsätter vrids ett kort vilket resulterar i att antingen vinna (dvs. när ett ansiktskort vrids) eller förlora (dvs. när ett nummerkort vrids) en viss summa pengar. Inledningsvis är förhållandet mellan vinst och förlust högt (t.ex. 90%), men detta förhållande minskar med 10% efter varje block med 10 försök, tills det är 0 procent. Det är således optimalt att fortsätta spela i 40–60 försök och sedan sluta spela. Utfallsmåttet för denna uppgift är antalet kort som vänds; fortsätta spela när win-to-loss-förhållandet tydligt inte längre är positivt (> 60 försök) indikerar uthållighet.

Vi hittade tre studier som använde CPT i grupper av spelsjukdomar. Alla studier fann signifikanta skillnader mellan individer med spelstörning och HC, med fler personer med spelstörning som använde en (extremt) uthållig kortvalstrategi (Brevers et al,., 2012; Goudriaan et al,., 2005 ;  Thompson och Corr, 2013). Data från alla tre studierna, inklusive totalt 155 individer med spelstörning och 123 HC, samlades för att avslöja en signifikant total effekt av individer med spelstörning som var mer uthålliga än HC (effektstorlek = 0.569; Z = 3.776, p <0.001 ) (Fig 2B). Heterogenitet var mycket låg (Q = 1.0, p = 0.60, I2 = 0%) (kompletterande tabell 2).

3.2.3. Andra uppgifter

Två andra uppgifter som bedömde beredskapsrelaterad kognitiv flexibilitet hos individer med spelsjukdomar kontra HC: er identifierades: en Deterministic Reversal Learning Task (DRLT; Janssen et al., 2015) och en Contingency Learning Task (CLT; Vanes et al., 2014).

DRLT liknar PRLT men mer enkelt, eftersom stimulansen helt förutsäger resultatet (dvs. belöning eller straff) snarare än sannolikhet. Det primära utfallsmåttet är felfrekvensen efter reversering, med fler fel efter reversering som indikerar en fortsatt svara. Janssen et al. (2015) rapporterade inga beteendemässiga prestationsbrister hos individer med spelsjukdomar kontra HC: er på denna uppgift.

CLT är besläktat med DRLT men innehåller fyra händelser, endast en reverseringsfas och en ytterligare utrotningsfas. Uthållningsfel under omvändningsfasen tolkas som återspeglar kognitiv inflexibilitet. Vanes et al. (2014) hittade inga signifikanta skillnader i antalet uthållighetsfel mellan individer med spelstörning och HC.

3.3. Uppgift / uppmärksam inställningsskift

Uppgift eller uppmärksam inställningsförskjutning kräver förmåga att växla ofta mellan en uppsättning uppgifter eller svarslägen. Det handlar om visuell diskriminering och uppmärksamt underhåll och skiftning. Medan beredskapsrelaterade kognitiva flexibilitetsuppgifter innehåller växlar inom en uppsättning, involverar uppgifter / uppmärksamhetsuppsättningsskiftningsuppgifter flera uppsättningar (t.ex. färg, antal eller form). Detta kräver att man är uppmärksam på olika dimensioner av stimuli. Totalt tre uppgifter identifierades inom detta område: Wisconsin Card Sorting Task, Intra-Extra Dimensional Set-Shift och Switch Task.

3.3.1. Wisconsin-kortsorteringsprov

Wisconsin Card Sortering Test (WCST; Heaton et al., 1981) är den vanligaste uppsättningsuppgiften hos människor. Deltagaren uppmanas att sortera svarskort enligt ett av tre klassificeringslägen (färg, form och nummer). Regeln förvärvas med hjälp av feedback som ges efter varje svar. Efter ett fast antal korrekta matchningar ändras regeln och deltagaren måste byta till ett nytt klassificeringsläge. Testparametrar inkluderar antalet färdigställda kategorier, det totala antalet fel och - mest relevant för tvång - antalet uthållningsfel (dvs. fel efter en regeländring).

Totalt nio studier på individer med spelstörning som använde denna uppgift hittades, varav åtta studier rapporterade signifikant sämre prestanda hos individer med spelstörning jämfört med HC på minst en testparameter (inte nödvändigtvis uthållighetsfel). Genom att kombinera alla studier och inkludera totalt 274 individer med spelstörning och 342 HC, sågs en mycket signifikant effekt, där individer med spelstörning gjorde mer uthålliga fel än HC (effektstorlek = 0.518; Z = 5.895, p <0.001) (Fig 3A). Heterogenitet var låg (Q = 10.9, p = 0.28, I2 = 17%) (kompletterande tabell 2).

3.3.2. Intra-extra dimensionell set-shift (IED)

I Intra-Extra Dimensional Set-Shift (IED) -uppgiften (Robbins et al., 1998) presenteras två stimuli. En är korrekt och en felaktig. Med hjälp av en pekskärm berör deltagaren en av två stimuli och får feedback. Efter sex korrekta studier förändras stimuli och / eller regel: initialt består stimuli av en 'dimension' (dvs färgfyllda former) och förändringarna är intra-dimensionella (dvs. från en färgfylld form en annan färgfylld form) form). Senare består stimuli av två 'dimensioner' (dvs. färgfyllda former och vita linjer) och under det sista steget är förändringar extradimensionella (dvs. från färgfyllda former till vita linjer). Testparametrar inkluderar antalet genomförda steg, antalet intradimensionella fel, antalet extradimensionella fel och, mest konsekvent rapporterade i studierna här och indikerar att perservativt svarar, det totala antalet fel.

I de fyra studierna som använde IED fann tre att individer med spelsjukdom gjorde betydligt fler fel än HC: n (choi et al,., 2014; Odlaug et al,., 2011 ;  Patterson et al,., 2006) och en studie fann inga gruppskillnader (Manning et al., 2013). En studie med en tidigare version av IED (Patterson et al., 2006) ingick inte i metaanalysen eftersom en annan testparameter rapporterades. Genom att kombinera de andra tre studierna med totalt 91 individer med spelstörning och 180 HC-patienter visade en signifikant total försämring hos individer med spelstörning på IED (effektstorlek = 0.412, Z = 2.046, p = 0.041) (Fig 3B). Heterogenitet var relativt låg (Q = 3.71, p = 0.16, I2 = 46%) (kompletterande tabell 2).

3.3.3. Växla uppgift

I switchuppgiften (Sohn et al., 2000), visas en bokstav och en siffra samtidigt i antingen rött eller blått. Beroende på färgen på dessa symboler instrueras deltagaren att fokusera på bokstaven (röd) eller siffran (blå). Beroende på om bokstaven / siffran är en konsonant / udda eller en vokal / jämn måste deltagaren trycka respektive vänster / höger. Kognitiv flexibilitet mäts genom att jämföra noggrannhet och reaktionstid för försöken efter en färgomkopplare med dem efter en färgupprepning. Den enda studien som använder denna uppgift (van Timmeren et al., 2016) hittade inga signifikanta skillnader i arbetsuppgift mellan individer med spelstörning och HC.

3.4. Uppmärksam förspänning / frikoppling

Uppmärksam förspänning eller frikoppling innebär förmågan att svara på vissa miljöförstörningar samtidigt som man ignorerar andra. Kognitiv flexibilitet definieras här av individens förmåga att hämma ett prepotent, automatiskt svar. Underlåtenhet att hämma ett sådant automatiskt svar kan leda till oflexibelt beteende. Kopplingen mellan uppmärksamhetsförskjutning och kognitiv flexibilitet kan vara mindre tydlig än med de tidigare domänerna och är föremål för viss oenighet i litteraturen (Izquierdo et al., 2017), eftersom uppmärksamhetsförskjutning också kan bero på andra verkställande funktioner. Resultaten inom detta område avser således indirekt tvång. Uppgifterna som ingick i denna domän är Stroop (Color-Word Interference) Uppgift och Trail Making Test.

3.4.1. Stroop uppgift

Stroopuppgiften (Stroop, 1935) är en klassisk neuropsykologisk uppgift som kräver selektiv uppmärksamhet, kognitiv flexibilitet och hämmande kontroll. I den här uppgiften presenteras deltagaren med färgord (t.ex. rött), som antingen skrivs ut i samma (kongruenta) färg eller en annan (inkongruent) färg. Deltagaren uppmanas sedan att namnge färgfärgen på dessa ord. Interferenspoängen används ofta som en testparameter för Stroop-uppgiften och återspeglar ökningen i reaktionstid orsakad av att se ett inkongruent ord jämfört med ett kongruent ord. Denna interferenspoäng är (åtminstone delvis) beroende av hämningen av ett automatiskt svar för att läsa ordet. Ett misslyckande med att hämma denna automatiska tendens kan leda till oflexibelt beteende och denna poäng kan därför ses som ett mått på kognitiv flexibilitet. Men interferenspoäng är också beroende av andra kognitiva processer, såsom uppmärksamhet och impulsiv respons. Faktum är att prestanda på Stroop-uppgiften också tänker återspegla (motorisk) impulsivitet.

Av 12-artiklarna som använde Stroop-uppgiften fann sju betydande försämringar hos individer med spelsjukdomar jämfört med HC, medan fem inte gjorde det. För metaanalyserna utesluts tre studier eftersom endast reaktionstider rapporterades och inget interferensindex kunde erhållas (De Wilde et al,., 2013; McCusker och Gettings, 1997 ;  Potenza et al,., 2003). För en studie kan interferensindexet beräknas baserat på rapporterade reaktionstider (inkongruent - kongruent; Lai et al., 2011). Av dessa fyra uteslutna studier rapporterade två signifikant sämre resultat hos individer med spelstörning, medan de andra två rapporterade inga signifikanta gruppskillnader. Data för de återstående nio studierna, inklusive 337 individer med spelstörning och 404 HC, slogs samman och avslöjade en signifikant effekt med individer med spelstörning som visade fler störningar i Stroop-uppgiften jämfört med HC (effektstorlek = 0.331, Z = 2.575, p = 0.01) (Fig 4A). Det fanns emellertid signifikant heterogenitet som representeras av signifikanta Q-poäng (Q = 19.5, p <0.01) och måttlig I2 (59%) (kompletterande tabell 2). Detta resultat förklarades inte av någon av de variabler som vi beaktade i metaregressionen (alla p> 0.05), men kan återigen återspegla inkonsekvent rapportering av resultatmått, eftersom det inte alltid rapporterades hur interferensindex beräknades över studier.

3.4.2. Spårframställningstest

Trail Making Test (TMT; Reitan, 1992) är en pappers- och blyertsuppgift, där en deltagare instrueras att ansluta en sekvens av på varandra följande mål så snabbt som möjligt samtidigt som noggrannheten bibehålls. Det består av två delar: under den första delen (A) är alla mål nummer (1, 2, 3, etc.) och deltagaren måste ansluta siffrorna i sekvensiell ordning; under den andra delen (B) är målen bokstäver och siffror och deltagaren instrueras att sekventiellt ansluta de i växelvis ordning (1, A, 2, B, etc.). Detta kräver att personen hämmar den automatiska lutningen att ansluta siffror eller bokstäver i ordning (1, 2, 3 eller A, B, C, etc.), snarare än att växla mellan de två. Den tid som krävs för att slutföra den andra delen av testet (TMT-B) återspeglar problem med kognitiv flexibilitet och arbetsminnet. Även om skillnaden poäng BA är en renare indikator på kognitiv flexibilitet (Sanchez-Cubillo et al., 2009), TMT-B var den mest konsekvent rapporterade poängen över de inkluderade studierna och är därför det resultatmått vi använde för metaanalysen. Observera att vi införlivade TMT-B i den uppmärksamma bias / frikopplingsdomänen för att lösa denna uppgift kräver kontinuerlig hämning av ett prepotent svar. Emellertid krävs också uppmärksam inställningsförskjutning för att slutföra denna uppgift och därför kan den också placeras under Task / Attentional Set-Shifting-domänen.

Endast en av de fyra studierna som använde TMT-B fann en signifikant skillnad mellan individer med spelstörning och HC, där spelare presterade sämre. Genom att kombinera dessa fyra studier i metaanalysen, med totalt 118 individer med spelstörning och 165 HC, fann vi att individer med spelstörning presterade signifikant sämre på TMT-B än HC (effektstorlek = 0.270, Z-poäng = 2.175, p = 0.030) (Fig 4B). Heterogenitet var låg (Q = 6.26, p <0.18, I2 = 36%) (kompletterande tabell 2).

3.5. Vana lärande

Vanlärning hänvisar till åtgärdernas tendens att bli automatiska när de ofta upprepas. Enligt associativa inlärningsteorier kan instrumentell inlärning stöds av målstyrda och vanliga kontrollsystem (Balleine och Dickinson, 1998). I det förra utförs och uppdateras åtgärder beroende på ett resultat. Med tiden börjar det vanliga systemet att beteendet blir automatiskt och handlingarna blir okänsliga för resultatet, istället förlita sig på stimulans-svar händelser. Tvångsmässigt beteende kan antingen vara en följd av nedsatt målstyrd kontroll eller ett överaktivt vanesystem. Utvärderingar av vanorinlärning bör innehålla specificitet beträffande vilket av de två systemen som kontrollerar beteendet. Uthållenhet till exempel omvända-inlärningsparadigmer innebär också belöningsinlärning baserad på stimulans-utfallssammanslutningar, men kan vara en konsekvens av båda systemen (Izquierdo et al., 2017). Exempel på uppgifter som föreslås för att specifikt testa vanilärande är det fantastiska fruktspelet (de Wit et al., 2009) och tvåstegsuppgiften (Daw et al., 2011).

Även om vanorinlärning antas att spela en viktig roll i övergången från målinriktad till tvångsmässigt beteende, identifierades inga studier som bedömde vanilärande vid spelstörning.

4. Diskussion

4.1. Allmän diskussion

Vi har systematiskt granskat litteraturen för och utfört metaanalyser av studier som testar tvångsrelaterad neuropsykologisk funktion vid spelsjukdomar versus HC. Tvångsfördelningen delades in i fyra separata domäner som representerar olika komponenter i tvångsmässigt beteende bedömda med olika neuropsykologiska uppgifter (Tabell 1). Vi fann att personer med spelsjukdom, jämfört med HC, visar prestationsbrister i ett brett spektrum av tvångsrelaterade neuropsykologiska funktioner. Trots viss variation mellan enskilda uppgifter indikerar tillgängliga bevis konsekvent prestationsbrister inom alla tvångsområden hos individer med spelsjukdomar jämfört med HC. Dessa resultat diskuteras först för varje tvångsdomän innan de diskuteras i ett vidare sammanhang.

Inom den beredskapsrelaterade kognitiva flexibilitetsdomänen visade de enskilda uppgifterna blandade resultat (Fig 2). Resultat från studier som använde PRLT avslöjade inte signifikant beteendeflexibilitet hos personer med spelsjukdom; emellertid kan detta bero på den relativt lilla provstorleken. En annan faktor som eventuellt döljer dessa resultat är mångfalden i test- och resultatparametrar mellan studierna, vilket också återspeglades av den signifikanta nivån av heterogenitet som upptäcktes. På CPT hittades en signifikant nedsättning med en uppskattning av medeleffektstorlek hos individer med spelsjukdomar kontra HC. Detta resultat kan vara särskilt relevant kliniskt, eftersom nedsatt prestanda på denna uppgift har visat sig förutsäga återfall hos individer med spelsjukdomar (Goudriaan et al., 2008) och liknande prestationsunderskott har rapporterats vid substansanvändningsstörningar (Martin et al., 2000). Intressant verkar det att uthålligt svara på den här uppgiften normaliseras när man lägger till en 5-sekunders feedback-svarspaus (Thompson och Corr, 2013). En förklaring kan vara att tvångsmässigt delvis förmedlas av impulsivt svar. En annan studie visade att medan HC: s saknar i responshastighet efter en förlust, gör personer med spelstörning inte (Goudriaan et al., 2005). Detta kan återigen förklaras av det ökade impulsiva svaret, som ofta rapporteras vid spelstörning (Verdejo-García et al., 2008). Samspelet mellan impulsivt och tvångsmässigt beteende är ett ämne vi kommer tillbaka till senare i diskussionen.

Den tillgängliga undersökningsuppgiften / uppmärksamhetsskiftet visar ett mycket konsekvent mönster: i alla studier presterar individer med spelstörning sämre än kontroller (Fig 3). Resultat från metaanalyserna visar signifikanta prestationsunderskott med måttliga effektstorlekar hos individer med spelsjukdomar jämfört med HC på både WCST och IED. De rapporterade testparametrarna för dessa uppgifter är mycket konsekventa, vilket också återspeglas av den låga nivån av heterogenitet inom detta domän. Sammantaget ger dessa resultat betydande bevis för prestationsbrister i kognitiv flexibilitet hos individer med spelstörning. Detta bekräftas vidare av en nyligen genomförd studie med ett stort icke-kliniskt prov av regelbundna spelare som visar en positiv korrelation mellan IED-fel och olika skalor för spelets svårighetsgrad, inklusive DSM-5-kriterier (Leppink et al., 2016). Studier som försöker förutsäga behandlingsresultat baserat på prestanda på WCST hos individer med spelstörning (Rossini-Dib et al., 2015) eller substansanvändningsstörningar (Aharonovich et al., 2006) har misslyckats.

På båda uppgifterna som ingår i den uppmärksamma förspännings- / frikopplingsdomänen, hittades signifikanta prestationsunderskott hos individer med spelstörning, med små till medelstora effektstorlekar (Fig 4). Resultaten på Stroop-uppgiften bör dock tolkas försiktigt eftersom heterogeniteten var hög. Detta kunde inte förklaras genom redovisning av ålder, kön, IQ eller spelars svårighetsgrad i meta-regressionsanalysen.

Sammantaget tyder dessa resultat på en allmän tendens hos individer med spelstörning att visa tvångsmässiga tendenser som inte är direkt relaterade till spelbeteendet i sig. Dessa prestationsunderskott kan vara förknippade med både utveckling och upprätthållande av spelsymptom. Till exempel kan den allmänna oförmågan att flexibel byta uppmärksamhet, eller tendensen att fortsätta på ett beteende när det har lärt sig, ge upphov till en ökad risk för att utveckla tvångsmässigt spelbeteende. Dessutom kan dessa prestationsunderskott vara en följd av störande spel. I båda fallen kan detta vara relaterat till ökade svårigheter att sluta spela beteende, eftersom majoriteten av studierna testade personer med spelstörning som var i behandling. Detta potentiella samband mellan behandlingsresultat och prestanda på dessa uppgifter måste studeras mer utförligt (Goudriaan et al., 2008) eftersom detta kan erbjuda möjligheter till förebyggande och terapeutiska ingripanden. Intressant nog finns ett liknande mönster av prestationsunderskott på neurokognitiva uppgifter hos OCD-patienter, den prototypiska störningen av tvångsmässigt beteende: en metaanalys fann nyligen betydande underskott på WCST, IED, Stroop-uppgiften och TMT-B (Shin et al., 2014). Nedsatt prestanda på dessa uppgifter verkar alltså också generalisera till andra tvångssjukdomar.

Neuroimaging metoder har använts för att undersöka neuralkorrelaterade kognitiva flexibilitet, set-shifting och uppmärksamhet frigörande uppgifter i friska kontrollpersoner. Regioner som ofta är associerade med dessa domäner inkluderar orbitofrontal cortex (OFC), ventrolateral (vlPFC), ventromedial (vmPFC) och dorsolateral prefrontal cortex (dlPFC) och basala ganglia (Fineberg et al,., 2010 ;  Izquierdo et al,., 2017). Tänkbart observerades onormala hjärnresponser i liknande regioner vid spelstörning när de undersöktes med uppgifter som bedömde dessa neurokognitiva domäner (nyligen granskad av Moccia et al., 2017). Fem studier som ingick i denna översikt undersökte också hjärnfunktion hos individer med spelstörning och HC medan patienter utförde tvångsrelaterade uppgifter. Under Stroop-uppgiften visade individer med spelstörning minskad vmPFC-aktivitet (Potenza et al., 2003), medan minskad vlPFC-aktivitet rapporterades under PRLT (de Ruiter et al,., 2009 ;  Verdejo-Garcia et al,., 2015). En EEG-studie fann onormal feedback-framkallad kortikal aktivitet hos individer med spelstörning under PRLT (Torres et al., 2013). Minskad strukturell vitmaterialintegritet mellan dlPFC och basala ganglier, ett område som är viktigt för kognitiv flexibilitet, observerades hos individer med spelsjukdomar (van Timmeren et al., 2016), även om detta inte var direkt relaterat till prestandan i en uppmärksam switch-uppgift. De tillgängliga bevisen för neuroimaging vid spelstörningsprovning konvergerar således mot synen hos individer med spelstörning som visar nedsatt hjärnfunktion och struktur i områden som är viktiga för kognitiv flexibilitet, inställningsförskjutning och uppmärksam frikoppling.

De neurokemiska mekanismerna som bidrar till kompulsivitet är inte väl förståda, även om dopamin och serotonin tros spela nyckelroller (Fineberg et al., 2010). Tidigare studier på både människor och djur har övertygande visat att kognitiv flexibilitet specifikt och dissocierbart påverkas av både dopamin och serotonin. Till exempel förutsäger baseline-dopaminsyntesförmåga i det mänskliga striatum reverseringsinlärningsprestanda, medan effekterna av dopaminerge läkemedelsadministrering också beror på dessa baslinjenivåer (Cools et al., 2009). Prefrontal dopaminutarmning hos apor påverkar å andra sidan inte inlärning av reversering, medan serotoninutarmning specifikt försvårar vändningsbenägenhet och inte uppmärksam inställningsförskjutning (Clarke et al,., 2007 ;  Clarke et al,., 2005). Glutamat har också varit inblandat i reverseringsinlärning och andra former av kognitiv flexibilitet, men resultaten har motsägt (Izquierdo et al., 2017) Vid spelsjukdomar har vissa studier rapporterat förändrade dopaminnivåer, även om fynd har varit inkonsekventa (Boileau et al,., 2013 ;  van Holst et al,., 2017) och lite är känt om neurotransmitterfunktion i relation till neurokognitiva uppgifter. Hittills har endast en studie direkt undersökt dopaminfunktion och dess relation till reverseringsinlärning (DRLT) hos individer med spelsjukdomar. Janssen et al. (2015) fann att, som förväntat, administrering av en sulprid (en D2-receptorantagonist) ledde till försämrad belöning mot straffinlärning i friska kontroller. Hos personer med spelsjukdomar hade sulprid emellertid inte någon effekt på prestandan jämfört med placebo-tillståndet. Dessutom fann en pilotstudie att administration av memantin, en NMDA-receptorantagonist som minskar glutamat-excitabilitet, förbättrar kognitiv flexibilitet (mätt med IED) och resulterade i minskad spel (Grant et al., 2010). Med tanke på bristen på studier som undersöker de neurokemiska mekanismerna som bidrar till tvång i spelsjukdomar behövs mer forskning.

4.2. Begränsningar och rekommendationer för framtida forskning

Det centrala syftet med denna systematiska granskning och metaanalys var att sammanfatta och integrera bevisen för neuropsykologiska prestationsbrister i spelstörningar som kan relateras till tvångsmässigt beteende. Dock är kompulsivitet ett komplex flerdimensionellt konstrukt och tvångsmässigt beteende kan uppstå av andra skäl som inte bedömdes i denna översyn. Kända faktorer som bidrar till kompulsiva aspekter av beroende är ångest och besvär (Koob och Le Moal, 2008); till en början kan beteendet fungera som en hanteringsmekanism, då kan tolerans för belöning utvecklas men beteenden kan kvarstå som ett sätt att minska obehag. Under påverkan av motiverande triggers kan sådana beteenden i slutändan resultera i automatiska, medvetslös tvång och förlust av kontroll. Vi bedömde inte heller förhållandet och interaktionen mellan tvång och impulsivitet, dvs tendensen att agera för tidigt utan framsyn. Impulsivitet är en mångfacetterad egenskap, generellt förknippad med risk- och belöningssökande, medan tvångsmässighet är mindre belöningsdriven och associerad med skada-undvikande (Fineberg et al., 2010). Men båda begreppen delar känslan av brist på kontroll, och båda kan bero på misslyckanden med "top-down" kognitiv kontroll (Dalley et al., 2011). Båda faktorerna kan också interagera: tvångsmässigt beteende kan predisponeras av ökad impulsiv reaktion, exemplifierad av impulsivitet med hög drag hos råttor som förutsäger tvångsmedicinsk sökning (Belin et al., 2008). Därför kan impulsivitet utvecklas till tvång och dessa interaktioner är spännande vägar för framtida forskning.

Även om de uppmätta konstruktionerna vanligtvis betraktas som drag, kan det vara statligt beroende nedsatthet vid spelet, orsakat av depressiva symtom, uppmärksamhetsproblem eller andra försämringar som kan vara en följd av spelstörning. Dessutom kan tvångsmässigt i sig vara statligt beroende (dvs. relaterat till sjukdomstillstånd eller stadium) och har därför föreslagits vara ett instabilt "rörligt mål" som inte kan vara en endofenotyp (Yücel och Fontenelle, 2012). Å andra sidan har kompulsivitet betraktats som ett hypotetiskt drag med en gemensam underliggande endofenotyp (Robbins et al., 2012). Längsstudier behövs för att ta itu med dessa problem.

Eftersom tvångsmässighet var vårt främsta intresseområde, bedömde vi inte andra, icke-tvångsmässiga neuropsykologiska brister i spelsjukdomar. Därför kan vi inte göra några påståenden om specificiteten av våra effekter på tvångsmässiga (kontra icke-tvångsmässiga) aspekter av neurokognitiv funktion vid spelstörning. Dessutom är dessa neurokognitiva uppgifter kompulsivitet också beroende av andra (icke-) exekutiva kognitiva processer: till exempel, att växla till IED-uppgiften mellan färger och former kräver också visuell bearbetning (Miyake et al., 2000).

Trots sin potentiellt avgörande roll som ”byggsten” för patologiskt, tvångsmässigt beteende associerat med missbruk (Everitt och Robbins, 2015), det finns en fullständig brist på experimentella studier som undersöker vanorinlärning vid spelstörning. Därför är huruvida spelstörning kännetecknas av avvikande vanorinlärning fortfarande en öppen fråga. Även om det mesta av arbetet med vanorinlärning och beroende har kommit från djurstudier, har flera studier nyligen rapporterat nedsättningar i vanliga former vid missbruk av droganvändning. Tidigare studier har visat att det är för stort förhållande till vanliga lärande i t.ex. alkohol (Sjoerds et al., 2013) och kokainberoende patienter (Ersche et al., 2016). Minskad målstyrd (modellbaserad) kontroll har associerats med olika "kompulsivitetsstörningar" (inklusive binge-ätstörningar, tvångssyndrom och substansanvändningsstörningar; Voon et al., 2014); alkoholberoende (Sebold et al., 2014, men se Sebold et al., 2017); och med en symptomdimension innefattande tvångsmässigt beteende och påträngande tanke i ett stort urval av friska kontrollpersoner (Gillan et al., 2016).

Vår strategi ger ett möjligt sätt att undersöka och identifiera begreppet tvång träns-diagnostiskt, vilket i sin tur kan bidra till att förutsäga sårbarhet och att rikta in beteendemässiga och farmakologiska behandlingar mer effektivt ( Robbins et al., 2012). Framtida studier uppmuntras att göra jämförelser mellan spelsjukdomar och andra "kompulsivitetsstörningar". CPT, WCST och IED verkar vara de mest känsliga för att plocka upp prestationsunderskott, åtminstone hos personer med spelsjukdom. Även om det fanns utanför vårt räckvidd att granska detta systematiskt, jämförde några av studierna som ingick i denna översyn individer med spelstörning med missbruksstörningar ( Albein-Urios et al,., 2012; choi et al,., 2014; de Ruiter et al,., 2009; Goudriaan et al,., 2006; Goudriaan et al,., 2005; Torres et al,., 2013; Vanes et al,., 2014 ;  Verdejo-Garcia et al,., 2015), beteendemissbruk ( choi et al,., 2014 ;  Zhou et al,., 2016) eller tvångssyndrom (Hur et al., 2012). I allmänhet indikerar dessa studier resultatunderskott i de grupper som liknar ( Albein-Urios et al,., 2012; Goudriaan et al,., 2006; Goudriaan et al,., 2005; Hur et al,., 2012; Vanes et al,., 2014 ;  Zhou et al,., 2016) eller värre (Choi et al., 2014) än hos personer med spelsjukdom.

Inom spelsjukdomar kan spelare också delas in i undertyper. Tidigare studier har gjort detta på flera sätt: baserat på deras föredragna spelaktivitet (t.ex. spelmaskiner eller kasinospelare; Goudriaan et al., 2005), baserat på komorbiditet eller personlighetsdrag (t.ex. depressiva, sensationssökande eller impulsiva; Álvarez-Moya et al., 2010), eller baserat på deras motivation för spel (t.ex. hantera stress eller negativa känslor; Stewart et al., 2008). I relation till kognitiv flexibilitet fann en studie att kasinospelare var mycket uthärda på CPT, medan spelmaskiner spelare använde en (också missgynnsam) konservativ strategi (Goudriaan et al., 2005). Framtida studier kan identifiera kliniskt relevanta, dimensionella undergrupper (inom och mellan psykiatriska störningar) genom att undersöka interaktionen mellan sådana subtyper och individuella arbetsuppgifter. Ett sätt att både förbättra patientklassificeringen och förståelsen för de mekanismer som ligger till grund för prestationsunderskott är genom att använda beräkningsmodellering, dvs. "beräkningspsykiatri" (Huys et al,., 2016 ;  Maia och Frank, 2011). För att dissekera flera komponenter av kompulsivitetsrelaterad kognitiv funktion som inte kan plockas upp med klassiska tillvägagångssätt kan det vara fruktbart att (re-) analysera befintliga data med hjälp av beräkningsmodeller (Lesage et al., 2017).

4.3. Slutsats

I denna systematiska granskning och metaanalys har vi undersökt fyra neurokognitiva domäner som anses vara särskilt relevanta för tvångsmässiga tendenser vid spelstörningar. För detta ändamål valde vi beteendeuppgifter som mäter verkställande funktioner som speglar någon av dessa element. Både de kvalitativa och kvantitativa resultaten antyder att individer med spelstörning i allmänhet visar prestationsbrister i kognitiv flexibilitet, set-shifting och uppmärksamhet bias, medan inga studier som undersöker vanliga lärande i spel störning identifierades. Sammantaget stöder dessa fynd idén att spelstörning kännetecknas av tvångsrelaterade neurokognitiva funktionsnedsättningar, vilket exemplifieras i uthållighet och kognitiv flexibilitet. Men som tidigare nämnts är kartläggningen av neuropsykologiska uppgifter på de separata domänerna för tvångskompetens inte alltid tydlig. Därför återstår behovet av att revidera och förfina begreppsmässig definition och klassificering av tvång, vilket kommer att bidra till att främja forskning på detta område.

Förutom att de är viktiga för själva spelsjukdomen kan dessa resultat ha större konsekvenser. Genom att betrakta spelstörning som ett beteendemissbruk som liknar störningar i substansanvändning utan de förvirrande effekterna av läkemedelsadministration, stöder dessa resultat hypotesen att mottaglighet för tvångsförmåga föregår beroendeframkallande beteenden (Leeman och Potenza, 2012). Som sådan ger de en möjlig koppling mellan funktionsnedsättningar i verkställande funktioner relaterade till tvångshandling och sårbarhet för missbruk och kan bidra till att skapa en endofenotyp för tvångsrelaterade störningar (Gottesman och Gould, 2003).

Support & Kundservice

Denna forskning finansierades delvis av ett bidrag från European Foundation for Alcohol Research (ERAB), [bidrag nummer EA 10 27 ”Förändring av den sårbara hjärnan: en neuromoduleringsstudie i alkoholberoende”] och med ett VIDI (NWO-ZonMw) bidrag [ bevilja nummer 91713354] till AEG. Dessa finansiärer hade inget inflytande på papperet.

Alla författare har kritiskt granskat innehåll och godkänt slutlig version för publicering.

Intressekonflikter

Ingen.

Tack

Vi är mycket tacksam för prof. dr. Wim van den Brink för sin värdefulla insats. Vi tackar José C. Perales, Kelsie T. Forbush och Lieneke K. Janssen för deras användbara svar på dataförfrågningar; och Jente M. Klok och Nikki M. Spaan för att ge kvalitetsbedömningar av de inkluderade studierna.