Varför är några spel mer beroendeframkallande än andra: effekterna av timing och utbetalning på uthållighet i en spelautomat (2016)

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

Författarinformation ► Artikelnoter ► Upphovsrätt och licensinformation ►

Manipulera olika beteendemässiga egenskaper hos spelspel kan potentiellt påverka omfattningen av individerna i spel och deras övergång till problematiska beteenden. Detta har potentiell inverkan på mobilspelteknik och ansvariga spelinterventioner. Två laboratoriemodeller som är relevanta för detta är partiell förstärkningseffekt (PREE) och försöksavståndseffekten. Båda dessa kan påskynda eller fördröja förvärv och utrotning av konditionerat beteende. Vi rapporterar ett experiment som manipulerade förstärkningsgraden och interprovningsintervallen (ITI) på en simulerad spelautomat där deltagare fick valet mellan spel och hoppa på varje försök, innan uthållig spelning mättes i utrotning följt av mätningar av illusionen av kontroll, depression och impulsivitet. Vi antog att längre ITI i kombination med de låga armeringsgraden som observerades i spel skulle leda till ökad uthållighet. Vi antydde vidare, med tanke på att tidpunkten är känd för att vara avgörande för att visa illusorisk kontroll och potentiellt för att uthärda i spel, kan tidigare exponering för längre intervaller påverka illusioner av kontroll. En interaktion mellan ITI och armeringsgraden observerades, då låga förstärkta spelare med en lång ITI spelade längre. Respondenterna visade också utrotning och en PREE. Gamblers utsatta för en högre förstärkningshastighet spelade längre under förvärvet. Impulsivitet var förknippad med utökad uthållighet i utrotning, och mer deprimerade spelare i den höga förstärkningslånga ITI-gruppen uthållit sig längre. Resultatet i beredskapsbedömningen misslyckades med att stödja den andra hypotesen: den enda signifikanta kontrast som observerades var att deltagarna blev bättre kalibrerade när uppgiften utvecklades.

Fördröjning, provrörelse och ITI

Att öka intervallet mellan spel kan vara ett led i att uppmuntra fortsatt spel och kan vara en komponent bakom populariteten för vissa spel. Lotterispel har till exempel utökade förseningar mellan spel och är ofta de mest populära och ofta spelade spelen (Wardle et al., 2011). Även om det här kan bero på att lotterier är mycket tillgängliga (bland många överväganden), i vissa jurisdiktioner (t.ex. Storbritannien) erbjuds andra spel tillsammans med lotteri-biljetter (t.ex. skraplotter) och kontrollerar tillgängligheten. Trots detta spelar många fler människor lotteriet än liknande spel, och gör det oftare. Den upplevda risken för skada är emellertid mycket låg, även om det inte är oklart om "beroendeframkallandet" av spel ligger i specifika spel (Afifi et al., 2014) eller specifika beteendefunktioner (Griffiths och Auer, 2013). Vissa mobila videospel utnyttjar liknande effekter genom att fördröja förseningar mellan spel av spelaktiga spel. In-play vadslagning, som är associerad med mobil (Hing et al., 2014) och problemspel (Gray et al., 2012; LaPlante et al., 2014), kombinerar kontinuerligt och diskontinuerligt spel. Att förstå rollen av timing och latens om spelbeteende har viktiga konsekvenser för nyare spelformer, till exempel mobilspel (där spelspel satsas kraftigt), eftersom det sätt på vilket människor använder smartphones sannolikt ökar latensen mellan spel. In-play hänvisar till vad som gjorts på en händelse (t.ex. en fotbollsmatch) medan evenemanget själv inträffar medan i traditionella former för vadslagning görs satsningen före händelsen. Griffiths och Auer (2013) argumentera in-play vadslagning kan vara mer beroendeframkallande eftersom det är mer kontinuerligt. Men betydande diskontinuiteter kvarstår i spel, eftersom vadslagningen fortfarande är begränsad inom en händelse. Verkliga data om spelspel (LaBrie et al., 2007) avslöjar blandade fynd: även om det finns en tydlig risk för problematik spelar resultaten inte avgörande det här på grund av dess kontinuerliga karaktär. in-play spelare spelade färre spel och det var liten skillnad i det dagliga satsningsnivået. Även om in-play-spelarna satsade mer pengar överallt var medianen satsad lägre än traditionell sportspel, och in-play-spelarna hade en lägre nettoförlust. Gray et al. (2012) föreslå omedelbarhet mellan satsning och utfall kan vara avgörande för att locka riskabla eller impulsiva spelare till in-play-spel.

Den associativa lärarlitteraturen indikerar att ökade latenser mellan förstärkningar underlättar förvärv av konditionerade beteenden (Gallistel och Gibbon, 2000). Gallistel och Gibbon (2000) tidsmodell förmodar att en minskning av förhållandet mellan förstärkningar och ITI i klassisk och operant konditionering minskar antalet förstärkningar till förvärv. Detta påstås vara oberoende av partiell förstärkning, vilket ökar antalet försök men inte förstärkningar. Litteraturen om "provavstånd" -effekten studerades främst i samband med klassisk konditionering (Barela, 1999; Stout et al., 2003; Sunsay et al., 2004; Moody et al., 2006; Sunsay och Bouton, 2008; Miguez et al., 2014) har funnit att dispergerade försök underlättar konditionering.

Det är mindre klart om större latenser i utrotning påverkar prestanda. Gallistel och Gibbon (2000) hävdar att intervallet utan förstärkning snarare än icke-förstärkande händelser är nyckeln, och att utelämnades förstärkningar i utrotning påverkas inte av partiell förstärkning. Annan forskning har identifierat ITI-effekter vid utrotning, med större undertryckning av svarande observerade med kortare ITI (Mackintosh, 1974; Moody et al., 2006).

Timing anses vara en viktig del av illusionen av kontroll (Msetfi et al., 2005, 2007; Baker et al., 2010), en kognitiv bias som förekommer i problemgambling (Fortune och Goodie, 2012). Illusioner av kontroll, operativiserad som en överskattning av förhållandet mellan ett svar och ett resultat, kan induceras med hjälp av en beredskapsbedömningsuppgift där dessa händelser är orelaterade men resultatet uppträder mycket ofta. Standardexemplar på den här uppgiften är en knapp som trycker på uppgiften i samband med aktiveringen av ett ljus (Alloy och Abramson, 1979) eller en medicinsk beslutsfattande uppgift som bedömer förhållandet mellan en försöksdrog och patientförbättring (Orgaz et al., 2013). I vilken utsträckning icke-deprimerade individer visar illusioner av kontroll påverkas av latensen mellan försöken: längre ITI är associerade med starkare illusorisk kontroll hos icke-deprimerade individer (Msetfi et al., 2005). Problemspelare visar starkare illusioner av kontroll i beredskapsdomarOrgaz et al., 2013), även om orsakssambandet för detta förhållande fortfarande är oklart. En omfattande exponering för vissa förstärkningsplaner kan öka illusioner av kontroll, eller personer som är mottagliga för illusioner av kontroll kan vara mer benägna att utveckla spelproblem. Vi inkluderade en uppgift som härrör från samma paradigm som Orgaz et al. (2013), vilka deltagare blev ombedda att slutföra efter spelautomaten. Vi mättade också depression som depressiva individer tycks göra mer kalibrerad bedömning i detta paradigm (Alloy och Abramson, 1979) med en längre ITI (Msetfi et al., 2005). Orsakad humör har också identifierats som en potentiell väg till problemspel (Blaszczynski och Nower, 2002).

Delvis förstärkningseffekt och impulsivitet

Partiell förstärkningstestning (PREE) är en beteendemässig paradox där svagt förstärkta beteenden kvarstår längre utan förstärkning i förhållande till mer konsekvent förekommande förstärkare (Mackintosh, 1974; Bouton et al., 2014), såsom under en förlängd period av förluster i spel (Dickerson, 1979; Fantino et al., 2005; Horsley et al., 2012). Partiella förstärkningsunderskott har identifierats i högfrekventa spelare¹, som tar längre tid än rekreationsspelare att släcka dessa föreningar (Horsley et al., 2012), en förändring som kan uppstå från kronisk exponering till schemat för förstärkning i spel. Horsley et al. (2012) rapportera att även om partiell förstärkning antas vara en viktig komponent i spel är bevisbasen gles. Misslyckande med att släcka har identifierats som en markör för problemspel (Weatherly et al., 2004). Underlåtenhet att släcka också direkt (t.ex. misslyckade ansträngningar att stoppa spel, spelar mer än avsedda för) eller indirekt (t ex jagar förluster) motsvarar indikatorer för spelproblemAmerican Psychiatric Association, 2013) eller problemspel (Lesieur och Blume, 1987).

Det är otroligt att PREE har knutits till spel, och stor uppmärksamhet har ägnats åt att studera detta i spelautomater. Spelautomater tenderar att ha en mycket låg förstärkningshastighet (även om detta varierar på datorer) och spelarna fortsätter spela trots förluster i följd av förluster. Det finns en litteratur som har använt spelautomater för att undersöka effekterna av partiell förstärkning vid operativ inlärning. Lewis och Duncan (1956, 1957, 1958,b) utförde en serie experiment med simulerade spel för att testa teorier om partiell förstärkning, och att finna att lägre belopp sannolikheter var förknippade med större uthållighet. Poon och Halpern (1971) använde ett liknande paradigm att testa Capaldi s (1966; Capaldi och Martins, 2010) partiella förstärkningsteorier genom att manipulera provorder i en spelautomatuppgift med ett litet antal förvärvsprov. Kassinove och Schare (2001) manipulerade stora segrar och nära missar i uthålligt beteende i utrotning i ett liknande spelautomatparadigm, att finna att närmaste täthet påverkat hur stor del deltagarna fortsatte att spela men inte stora vinster.

Olika förstärkningsplaner påverkar potentiellt hur beteenden släcker (Madden et al., 2007; Haw, 2008a) Gambling fungerar på ett slumpmässigt förhållande schema för förstärkning, en delmängd av variabelförhållande schemat. Mindre väl förstådd än variabla förhållandeskeman, är det informativt för kontrast hur slumpmässiga förhållandeskeman skiljer sig från schablonförhållandena. Den typiska fördelningen antalet försök tills ett svar förstärks på ett slumpmässigt förhållande schema följer ett L-format mönster; Antalet försök faller snabbt efter ett litet antal lekar men fortsätter i obestämd tid med mycket låg sannolikhet. I motsats till ett schema med variabelt förhållande är det vanligtvis (men inte nödvändigtvis) fallet att sannolikheten för antalet försök till förstärkning är jämnt fördelad och det finns en övre gräns för antalet försök innan ett beteende förstärks (Haw, 2008a). Studier som jämför dessa scheman har inte visat tydliga skillnader. Hurlburt et al. (1980) fann ingen skillnad mellan variabla och slumpmässiga förhållningsscheman i spel, även om svagheter med denna studie har identifierats (Haw, 2008b). Crossman et al. (1987) fann ingen skillnad mellan tre förhållningsförstärkningstider (variabel, fast och slumpmässig) hos djur. Tidigare studier har föreslagit att slumpmässiga förhållningsscheman visar mer uthålligt beteende jämfört med schablonförhållanden, särskilt när antalet försök till förstärkning är väldigt stort (Madden et al., 2007).

Den slotmaskinuppgift som vi skisserar i denna rapport utformades så att deltagarna blev ombedda att riskera pengar de hade vunnit under experimentet, men det vunna beloppet skulle gradvis öka. Lågförstärkningsförhållandena försökte skapa en situation som liknar pengar i realtid. En kritik mot många spelautomater var att dessa studier tenderade att utnyttja en hög förstärkningshastighet i förhållande till riktiga spelautomater (Kassinove och Schare, 2001; Harrigan, 2007). En mekanisk trehjulsautomat har en vinnarsannolikhet för 9%, men detta varierar på datoriserade maskiner (Harrigan och Dixon, 2009). I spelforskning (t.ex. MacLin et al., 2007; Dixon et al., 2011) högre armeringshastigheter (20%) har använts i utrotnings paradigmer. Vi bestämde oss för att använda en förstärkningshastighet av 30%, som fungerar på ett slumpmässigt förhållningsschema för förstärkning som liknar äkta spelautomater.

Självrapporterad impulsivitet mättes impulsivitet förutsäger uthålligt spelande inför förlusterna och är en väg till problemspel. Breen och Zuckerman (1999) fann att impulsiva spelare "jagade" förluster längre i ett spelspel där vinnarsannolikheten minskade när försöket fortsatte. Impulsivitet har identifierats som riskfaktor för problemspel, problemspelare (MacLaren et al., 2011; Kräplin et al., 2014) visar högre självrapporterad impulsivitet.

För att testa om dessa beteendeeffekter uppmuntrar uthålligt spelade vi ett tvådelat experiment där ITI och armeringsgraden manipulerades. Deltagarna tilldelades en av fyra grupper och utsattes för en hög eller låg styrka, och en lång eller kort ITI mellan spel. Föreningar släcktes efter att en viss summa pengar hade vunnits. Deltagarna avslutade därefter en beredskapsuppgift där de bedömde effekten av ett experimentellt läkemedel. Litteraturen om partiell förstärkning förutsäger att individer utsatta för en lägre förstärkningstakt fortsätter att vara längre. Försöksbaserade konton för utrotning förutsäger att masserade utrotningsförsök ska undertrycka att reagera snabbare, i motsats till ett tidsbaserat konto där det inte borde vara någon skillnad. Impulsiva spelare bör fortsätta att vara längre i utrotning på grundval av tidigare experiment som ser på uthållighet i förlustavverkning.

Designa

Experimentet var en 2 × 2 mellan-ämnesfaktorisk design, armeringshastigheten och ITI var de faktorer som manipulerades. Stärkningsgraden var 0.7 och 0.3. ITI var antingen långa (10 s) eller korta (3 s).

Vid varje försök fick deltagarna valet att spela eller inte. Antalet försök där deltagare bestämde sig för att spela var den beroende variabeln. Resultatet av spelningen och hur mycket pengar deltagarna hade vunnit registrerades också. Utrotningsfasen uppdelades i block av 10-försök för analys. Deltagarna fick också en beredskapsuppgift. I beredskapsbedömningen var åtgärderna av andelen försök där läkemedlet administrerades och beredskapsbedömningen från deltagarna. Impulsivitet och depression uppmättes med användning av Barratt Impulsiveness Scale (BIS-11; Patton et al., 1995) och Beck Depression Inventory (BDI; Beck et al., 1961) respektive. BIS-11 är en mätning av 30-objekt som mäter tre högre orderfaktorer för attentional, non-planning och motor impulsivitet (Patton et al., 1995). BDI är en 24-åtgärd som mäter flera nivåer av depressionsträngighet, diskriminerar depression från ångest och har stark intern konsistens (Beck et al., 1988). Inga ytterligare mätningar av individuell skillnad eller beteende togs bort från de som rapporteras häri.

Deltagare

Totalt deltog 122 deltagare från University of Nottingham community för att delta i denna studie (Medelålder = 22.63, SD = 3.96, kön - 69-honor och 53-män)². Denna studie utfördes i enlighet med och med etiskt godkännande av University of Nottingham School of Psychology Ethics Review Committee. Alla deltagare gav skriftligt samtycke före experimentets början.

Det fanns inga tecken på någon egenskapsskillnad mellan grupperna. En enkelviktsanalys av varians (ANOVA) genomfördes på båda frågeformulären och ANOVAs för BIS [F(4,166) = 1.543, p = 0.192] och BDI [F(4,166) = 0.662, p = 0.619] var icke signifikanta.

Tillvägagångssätt

Deltagarna tilldelades slumpmässigt ett av fyra villkor. För första delen av experimentet uppmanades deltagarna att delta i ett PREE-paradigm i samband med en simulerad spelautomat (Figur Figure11). Deltagarna fick höra hur spelmaskinen fungerade och storleken på utbetalningen för varje typ av vinnande resultat. Den simulerade spelautomaten var en enkel en-linjers spelautomat med tre hjul. Deltagarna vann pengar om ikonerna på tre hjul matchade. Det fanns fem olika ikoner (citron, körsbär, päron, orange och lycklig sju), med vinnande värden för 10, 15, 20, 25 och 30p. Sannolikheten för att varje vinnande utfall inträffade var detsamma, så det genomsnittliga vinnande resultatet var 20p ($ 0.35).

 

BILD 1

Skärmdump av spelautomaterna visades under delförstärkningsuppgiften.

För varje försök fick deltagarna valet mellan spel och hoppning. Knapparna var markerade så att deltagarna var medvetna om de två val de hade. Oavsett om de valde att spela eller inte, uppdateras bilderna på de tre rullarna som presenteras på skärmen varje 500 ms för att ge utseendet av rörelse. Vid 1500, 3000 och 4500 ms, upphörde en av rullarna (från vänster till höger) att svängas. Om rullarna matchade och deltagaren spelade, blev deltagarna tilldelade pengarskorrespondent till värdet av ikonerna på rullen. Om hjulen inte matchade, förlorade de satsningen som de hade gjort, som fixades på 3p (£ 0.03, motsvarande ungefär US $ 0.05). Vinster och förluster åtföljdes av visuell och auditiv feedback som skilde sig åt för varje utfall. Dessa ljud var annorlunda om deltagarna hoppade över spelningen. Under hela uppgiften informerades deltagarna om deras nuvarande balans. Mellan varje försök var knapparna på skärmen röda, vilket innebar att deltagarna inte kunde göra en annan satsning. ITI för det korta ITI-tillståndet var 3000 ms och 10000 ms för det långa ITI-tillståndet.

Deltagarna presenterades med 10 praktiska försök innan spelet började kreditera eller dra av pengar från spelaren. Deltagarna informerades när praktikförsöken hade avslutats. När försöksförsöken började spelade deltagarna tills de nådde kriterium, som hade vunnit än £ 10.00 (US $ 15.40) i banken. När deltagarna nådde kriterium utsattes de för 50-försök med utrotning, där det inte gick att vinna några pengar från spelautomaten, och sedan avslutades uppgiften automatiskt. Utrotning mättes genom att deras spelbeteende undertrycktes. deltagarna informerades inte om utrotningsfasen vid slutet av experimentet. Praktikproverna hade vinnande försök (som inte betalade ut), och utrotningsfasen hade inga vinster eller pengar. Övnings- och utrotningsfaserna var identiska i varje tillstånd, men de olika ITI: s deltagare utsattes för.

Efter att ha slutfört PREE-paradigmet, blev deltagarna ombedda att göra en serie beredskapsbedömningar om effektiviteten hos ett fiktivt experimentellt läkemedel relaterat till patientåtervinning. Beredskapsdomaret anpassades från en tidigare publicerad studie (Orgaz et al., 2013). I detta paradigm presenterades deltagarna information om ett fiktivt läkemedel som utformades för att bota en fiktiv infektionshudsjukdom som hade obehagliga konsekvenser när ett utbrott / kris inträffade. Deltagarna fick möjlighet att välja mellan att administrera läkemedlet och inte administrera läkemedlet, och de fick feedback om resultatet strax efteråt (om patientens situation hade förbättrats eller inte). Paradigmet var utformat för att framkalla illusioner av kontroll genom att ha en hög resultatdensitet - bashastigheten för det önskade resultatet (patientåterhämtat) var högt (0.8) och var helt oberoende av användarnas beslut. Efter att ha fattat sitt beslut informerades deltagarna om resultatet av valet, och det fanns en liten paus (3500 ms) innan de presenterades med beslutet igen.

Efter varje uppsättning av 10-försök blev deltagarna ombedda att bedöma läkemedlets effektivitet. Deltagarna blev ombedda att bedöma läkemedlets effektivitet på en skala från 0 till 100. Detta var representerat av en skuggad bar i mitten av skärmen, där de fick feedback om det antal de valde, bestämt av hur långt längs stapeln de klickade på. Deltagarna kunde repetera klickar längs skjutreglaget tills de var nöjda med sitt val och blev ombedda att bekräfta sitt val med en separat knapp.

Analytisk metod

För att bedöma längden av utrotning för varje grupp, var andelen gambler som gjordes i genomsnitt över fem block av 10-försök. Dataanalysen fortsatte i två steg. För det första genomfördes faktiska ANOVAs på utdödes- och beredskapsdata, med en 5 (block) × 2 (ITI) × 2 (ANC-hastighet) blandad design ANOVA. En 10 × 2 × 2 blandad design ANOVA utfördes på deltagarna av 10 beredskapsdomar. För att testa effekterna av individuella skillnader i spelbeteende och uthålligt spelande, uppskattades en serie poissonregressionsmodeller på antalet försök som deltagarna spelade på under förvärv och utrotning. Detta genomfördes i tre steg. Först konstruerades en första modell där inga kovariater infördes i modellen. Därefter konstruerades en andra regressionsmodell där ITI, förstärkningshastighet, BIS-poäng, BDI-poäng och en interaktionsperiod mellan ITI och förstärkningshastighet inkluderades. ITI och förstärkningshastighet var dummy-kodade (hög ROR = 1, låg = 0; kort ITI = 1, lång = 0) och BIS / BDI-poängen avskalades med ett medelvärde av 0. Detta jämfördes mot en nollmodell med hjälp av ett likelihood ratio test (LRT). LRTs används vanligtvis i latent variabel modellering för att jämföra mellan två kapslade modeller, till exempel i latent klassanalys (Collins och Lanza, 2010) eller mellan passformen för två regressionsmodeller, som i det här fallet. Detta jämfördes sedan mot en hel modell där interaktionsvillkor modellerades över varje kovariat.

Vid denna tidpunkt testades data för att undersöka huruvida data passar en poissonfördelning. Avgörande är att poissonregression förutsätter att det villkorliga medlet och variansen är lika. Medan avvikelser från detta antagande har liten effekt på de totala regressionskoefficienterna, då överdispersion (variansen är större än medelvärdet) är väsentlig tenderar detta att trycka på standardfel, vilket ökar risken för falska positiva fynd. Medan robusta standardfel kan användas för att justera dessa (Cameron och Trivedi, 2009), ett alternativ är att uppskatta en negativ binomial regressionsmodell, som inkluderar en extra parameter för överdispersion av modellen. För förvärvsdata togs detta tillvägagångssätt. För extinktionsdata, medan data överdispergerades, var dispersionsnivån avsevärt mindre, och så var robusta standardfel applicerade på regressionsmodellen.

Ett antal avvikande medel hittades i den låga graden av förstärkning av förstärkningsdata. En undersökning av uppgifterna visade att ett antal spelare i det låga förstärkandet, långa ITI-tillståndet avbröt spelning mindre än två spelare till utrotning som inträffade och att dessa var avlägsna datapunkter. Dessa deltagare (n = 3) rapporterade i debrief de behandlade £ 10 som framträdande, antingen stoppa omedelbart efter att de vann £ 10 eller slutade att förbli över £ 10, oberoende av eventuella förändringar i beredskapen. Dessa deltagare uteslutes från ytterligare analys.

Spelbeteende

För att studera effekten av beteende- och dragvariabler på förvärvsbeteende användes en kompenserad negativ binomial regressionsmodell för att kontrollera för differentialeffekter av exponering, där samma variabler användes för de begränsade och fullständiga faktorialmodellerna som utrotningsdata. Dessa avslöjade att den begränsade modellen (Bord Table11) var en bättre passform än nollmodellen (G² = 22.74, p <0.001), men att en fullständig faktormodell inte passade bättre än den begränsade modellen (G² = 6.359, p = 0.784). Detta avslöjade att deltagare utsatta för en högre förstärkningshastighet började förvärras oftare.

 

Tabell 1

Offset negativ binomial regression modell av förvärv data.

PREE-uppgift

ANOVA utförd på utrotningsdata avslöjade huvudverkan av block, F(2.541,292.187) = 131.095, p <0.001, η2p = 0.533, där den linjära kontrasten var signifikant, F(1,115) = 229.457, p <0.001, η2p = 0.666, och armeringshastigheten, F(1,115) = 82.912, p <0.001, η2p = 0.419, men ingen huvud effekt av ITI, F(1,115) = 1.455, p = 0.23. Det fanns en växelverkan mellan block och armeringshastighet, F(2.541,292.187) = 22.801, p <0.001, η2p = 0.165, och en ytterligare växelverkan mellan armeringshastigheten och ITI, F(1,115) = 6.317, p = 0.0133, η2p = 0.052. Det fanns ingen interaktion mellan block och ITI, F(2.541,292.187) = 1.124, p = 0.334, eller en trevägssamverkan, F(2.541,292.187) <1. Huvudeffekten av block indikerade att svaren minskade när blockantalet ökade (dvs. deltagarna släcktes). Detta interagerade med förstärkningshastigheten, eftersom deltagare som exponerades för en högre förstärkningshastighet släcktes snabbare, vilket tyder på närvaron av en PREE. Den huvudsakliga effekten av förstärkningstakten betecknade samma upptäckt. Förstärkningshastigheten och ITI-interaktionen indikerade att när det fanns en låg förstärkningshastighet med lång ITI, spelade deltagarna längre i utrotning (Figur Figure22). Blocken och graden av förstärkningseffekter och interaktionen mellan block och hastighet av förstärkning var alla stora i storlek (η2p > 0.12), medan interaktionen mellan förstärkningstakten och ITI-interaktionen var liten till medeleffekt.

 

BILD 2

Plot av utrotningsdata för alla grupper, i block av 10-försök.

Individuella skillnader

För att testa rollen av individuella skillnader i uthålligt spelande användes en poissonregressionsprocedur på antalet gamblar i utrotning. LRT indikerade att den initiala begränsade modellen var en bättre passform av data jämfört med nollmodellen (G² = 581.15, p <0.001). Den begränsade regressionsmodellen (Bord Table22) indikerade att lägre armeringsgrader och längre ITI förutsagde längre uthållig spelande. Dessa termer interagerade på samma sätt som den faktoriella ANOVA. En ytterligare regressionsmodell inklusive interaktionsvillkor mellan de olika kovariaten genomfördes därefter (Bord Table33) med samma variabler som regressionen i Bord Table11. En LRT som jämförde de begränsade och fullständiga faktoriella regressionsmodellerna indikerade att den fullständiga faktorialmodellen var bättre anpassad till data (G² = 66.44, p <0.001). Detta avslöjade samma signifikanta effekter som tidigare, men också att högre självrapporterad impulsivitet förutspådde längre uthålligt spel. Det fanns en trend som antydde att detta interagerade med förstärkningshastigheten, med mindre impulsiva individer som verkade uthärda mindre under låga förstärkningsförhållanden. Poäng på de två psykometriska måtten interagerade, och det fanns en trevägs interaktion mellan ITI, förstärkningshastighet och BDI, med mer deprimerade individer i den höga förstärkningshastigheten, kort ITI-gruppspel längre i utrotning (Figur Figure33).

 

Tabell 2

Begränsad poissonregressionsmodell av utrotningsdata med robusta standardfel.

 

Tabell 3

Full poisson regression modell av utrotningsdata med robusta standardfel.

 

BILD 3

Boxplot av depression status och andel av gamblar i utrotning för var och en av de fyra förutsättningarna.

Beredskapsdomsuppgift

Analys av beredskapsdomsdata avslöjade att en signifikant huvudverkan av block, F(6.526,737.416) = 3.735, p = 0.001, η2p = 0.032. Blodens huvudverkan innefattade också en signifikant linjär kontrast, F(1,113) = 10.312, p = 0.002, η2p = 0.084, vilket indikerar att deltagarna blev bättre kalibrerad då de senare gjorde bedömningar om läkemedlets effektivitet (Figur Figure44). Huvudsakliga effekter av ITI, F(1,113) <1 och armeringshastighet, F(1,113) <1 observerades inte. Interaktioner mellan block och ITI, F(6.526, 737.415) <1, blockering och förstärkningshastighet, F(6.526,737.415) <1 och ITI och förstärkningshastighet, F(1,113) = 1.109, p = 0.295, var inte signifikant. En trevägssamverkan mellan block, förstärkningshastighet, F(6.526,737.416) = 1.048, p = 0.399, var heller inte signifikant.

 

BILD 4

Plot av genomsnittliga beredskapsbedömningar över 10-domarna som deltagarna gjorde.

Finansiering. Den här forskningen i denna rapport finansierades av Ekonomiska och sociala forskningsrådet (ES / J500100 / 1) och Forskningsrådet för teknik och fysik (EP / GO37574 / 1).

¹Denna studie rapporterar att deras prov av högfrekventa spelare (n = 19) innehöll endast tre patologiska spelare, och det genomsnittliga antalet DSM-IV Patologiska Gambling kriterier som godkändes var 2.3, vilket indikerar att detta är en skillnad som finns i låg till måttlig nivå av problematiskt spelande.

²Ett antal deltagare över förhållandena släpptes ut (n = 18). Deltagare som drogs återupptogs. Alla deltagare som släppte färdiga åtgärder av depression och impulsivitet. Majoriteten av dessa utfall (82%) låg i den låga armeringsgraden, hög ITI-tillstånd. Icke-parametriska tester genomfördes för att testa om deltagarna som släppte ut skilde sig från andra deltagare från samma villkor i vilket som helst avseende. Inga signifikanta skillnader observerades i impulsivitets- eller depressionsklasser, och heller inte hur mycket de spelade före utfallet (Wilcoxons underskrivna ranktest, p > 0.05). Alla deltagare debriefades när de drog sig ur experimentet. Deltagare som hoppade av rapporterade att de drog sig ur experimentet eftersom studiens längd stred mot andra uppdrag (t.ex. föreläsningar).

• Abramson LY, Garber J., Edwards NB, Seligman ME (1978). Förväntningsförändringar i depression och schizofreni. J. Abnorm. Psychol. 87 102. [PubMed]
• Afifi TO, LaPlant DA, Taillieu TL, Dowd D., Shaffer HJ (2014). Inspelning av spel: Tänk på spelets frekvens och de måttliga effekterna av kön och ålder. Int. J. Mental Health Addict. 12 283–294. 10.1007/s11469-013-9452-3 [Cross Ref]
• Alloy LB, Abramson LY (1979). Bedömning av beredskap hos deprimerade och icke-depressiva studenter: Sadder men klokare? J. Exp. Psychol. Gen. 108 441. [PubMed]
• American Psychiatric Association (2013). Diagnostisk och statistisk handbok för psykiska störningar, (DSM-5^®). Washington, DC: American Psychiatric Publishing.
• Baker A., ​​Msetfi RM, Hanley N., Murphy R. (2010). "Depressiv realism? tyvärr inte visare, "in Kliniska tillämpningar av lärande teori, eds Haselgrove M., Hogarth L., redaktörer. (Hove: Psychology Press;), 153-179.
• Barela PB (1999). Teoretiska mekanismer som ligger bakom provavståndseffekten i Pavlovian-rädslan. J. Exp. Psychol. Anim. Behav. Bearbeta. 25 177. [PubMed]
• Beck AT, Steer RA, Carbin MG (1988). Psykometriska egenskaper hos Beck Depression Inventory: tjugofem års utvärdering. Clin. Psychol. Varv. 8 77-100.
• Beck AT, Ward CH, Mendelson MM, Mock JJ, Erbaugh JJ (1961). En inventering för mätning av depression. Båge. Gen. Psykiatri 4 561-571. 10.1001 / archpsyc.1961.01710120031004 [PubMed] [Cross Ref]
• Blaszczynski A., Cowley E., Anthony C., Hinsley K. (2015). Avbrott i spel: uppnår de avsedda målen? J. Gambl. Hingst. [Epub före utskrift] 10.1007 / s10899-015-9565-7 [PubMed] [Cross Ref]
• Blaszczynski A., Nower L. (2002). En vägarmodell av problem och patologiskt spelande. Addiction 97 487-499. [PubMed]
• Bouton ME, Woods AM, Todd TP (2014). Separering av tidsbaserade och provbaserade räkenskaper av partiell förstärkningstestningseffekt. Behav. Bearbeta. 101 23-31. [PMC gratis artikel] [PubMed]
• Breen RB, Zuckerman M. (1999). Chasing'in spelande beteende: personlighet och kognitiva determinanter. Pers. Individ. Diff. 27 1097-1111.
• Cameron AC, Trivedi PK (2009). Mikroekonometri med Stata. College Station, TX: Stata Press.
• Campbell-Meiklejohn DK, Woolrich MW, Passingham RE, Rogers RD (2008). Att veta när man ska sluta: Hjärnmekanismerna för att jaga förluster. Biol. Psykiatri 63 293-300. [PubMed]
• Capaldi EJ (1966). Partiell förstärkning: en hypotes av sekventiella effekter. Psychol. Varv. 73 459. [PubMed]
• Capaldi EJ, Martins AP (2010). Applicera minnen av förstärkningsresultat huvudsakligen till Pavlovian konditionering. Lära sig. Motiv. 41 187-201.
• Coates E., Blaszczynski A. (2014). Förutsägare av avkastningsdiskriminering i spelautomat. J. Gambl. Hingst. 30 669–683. 10.1007/s10899-013-9375-8 [PubMed] [Cross Ref]
• Collins LM, Lanza ST (2010). Latent klass och latent övergångsanalys: Med tillämpningar inom social-, beteende- och hälsovetenskap. Hoboken, NJ: John Wiley och Sons.
• Crossman EK, Bonem EJ, Phelps BJ (1987). En jämförelse av svarmönster på fasta, variabla och slumpmässiga scheman. J. Exp. Anal. Behav. 48 395-406. 10.1901 / jeab.1987.48-395 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
• Dickerson MG (1979). FI scheman och uthållighet vid spel i UK-spelkontoret. J. Appl. Behav. Anal. 12 315-323. [PMC gratis artikel] [PubMed]
• Dickerson MG (1984). Tvångsmatchare London: Addison-Wesley Longman Ltd.
• Dixon MJ, Fugelsang JA, MacLaren VV, Harrigan KA (2013). Gamblers kan diskriminera "tight" från "lös" elektroniska spelautomater. Int. Gambl. Hingst. 13 98-111. 10.1080 / 14459795.2012.712151 [Cross Ref]
• Dixon MJ, Harrigan KA, Jarick M., MacLaren V., Fugelsang JA, Sheepy E. (2011). Psykofysiologiska upphetssignaturer av nära missar i spelautomat. Int. Gambl. Hingst. 11 393-407.
• Dymond S., McCann K., Griffiths J., Cox A., Crocker V. (2012). Emergent Respons Allokering och resultatbetyg i spelautomater. Psychol. Missbrukare. Behav. 26 99-111. 10.1037 / a0023630 [PubMed] [Cross Ref]
• Fantino E., Navarro A., O'Daly M. (2005). Vetenskapen om beslutsfattande: beteenden relaterat till spelande. Int. Gambl. Hingst. 5 169-186.
• Fortune EE, Goodie AS (2012). Kognitiva snedvridningar som en komponent och behandlingsfokus för patologiskt spelande: en granskning. Psychol. Missbrukare. Behav. 26 298. [PubMed]
• Gallistel CR, Gibbon J. (2000). Tid, betyg och konditionering. Psychol. Varv. 107 289. [PubMed]
• Grå HM, LaPlante DA, Shaffer HJ (2012). Beteendeegenskaper hos internetspelare som utlöser företagsansvarliga spelinterventioner. Psychol. Missbrukare. Behav. 26 527-535. 10.1037 / a0028545 [PubMed] [Cross Ref]
• Griffiths MD, Auer M. (2013). Irrelevans av speltyp i förvärv, utveckling och underhåll av problem och patologiskt spelande. Främre. Psychol. 3: 621 10.3389 / fpsyg.2012.00621 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
• Harrigan KA (2007). Slåmaskinens strukturella egenskaper: Förvrängda spelares syn på återbetalningsandelar. J. Gambl. frågor 215-234. 10.4309 / jgi.2007.20.7 [Cross Ref]
• Harrigan KA, Dixon MJ (2009). PAR-skivor, sannolikheter och spelautomater: konsekvenser för problem och icke-problemspelande spel. J. Gambl. frågor 81-110. 10.4309 / jgi.2009.23.5 [Cross Ref]
• Haw J. (2008a). Slumpmässiga förhållningsscheman för förstärkning: rollen för tidiga segrar och oförstörda försök. J. Gambl. frågor 56-67. 10.4309 / jgi.2008.21.6 [Cross Ref]
• Haw J. (2008b). Förhållandet mellan förstärkning och spelmaskin val. J. Gambl. Hingst. 24 55–61. 10.1007/s10899-007-9073-5 [PubMed] [Cross Ref]
• Hayden BY, Platt ML (2007). Temporal diskontering förutsäger riskkänslighet i rhesusmakar. Curr. Biol. 17 49-53. 10.1016 / j.cub.2006.10.055 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
• Hing N., Gainsbury S., Blaszczynski A., Wood RT, Lubman D., Russell A. (2014). Interaktivt spelande. Rapport för spelforskning Australien av Office of Liquor Melbourne, VC: Gaming and Racing Department of Justice; Tillgänglig på: http://www.gamblingresearch.org.au/resources/6482d5fa-f068-41e5-921f-facd4f10365e/interactive+gambling.pdf [Åtkomst August 1 2014].
• Horsley RR, Osborne M., Norman C., Wells T. (2012). Högfrekventa spelare visar ökat motstånd mot utrotning efter partiell förstärkning. Behav. Brain Res. 229 438-442. [PubMed]
• Humphreys LG (1939). Effekten av slumpmässig växling av förstärkning vid förvärv och utrotning av konditionerade ögonloppsreaktioner. J. Exp. Psychol. 25 141.
• Hurlburt RT, Knapp TJ, Knowles SH (1980). Simulerad spelautomat med simultant variabelt förhållande och slumpmässigt förhållande scheman för förstärkning. Psychol. Rep. 47 635-639. 10.2466 / pr0.1980.47.2.635 [Cross Ref]
• Kassinove JI, Schare ML (2001). Effekter av "near miss" och "big win" på uthållighet vid spelautomater. Psychol. Missbrukare. Behav. 15 155. [PubMed]
• Kräplin A., Dshemuchadse M., Behrendt S., Scherbaum S., Goschke T., Bühringer G. (2014). Dysfunktionell beslutsfattande vid patologisk spel: mönsterspecifika och impulsivitetens roll. Psykiatrisk Res. 215 675-682. [PubMed]
• LaBrie RA, LaPlante DA, Nelson SE, Schumann A., Shaffer HJ (2007). Bedömning av spelplan: En prospektiv longitudinell studie av internetportspel. J. Gambl. Hingst. 23 347–362. 10.1007/s10899-007-9067-3 [PubMed] [Cross Ref]
• LaPlante DA, Nelson SE, Gray HM (2014). Bredd och djupinflytande: förståelse för deltagande av internetspel och dess relation till spelproblem. Psychol. Missbrukare. Behav. 28 396-403. 10.1037 / a0033810 [PubMed] [Cross Ref]
• Lesieur H., Blume S. (1987). South Oaks Gambling Screen (SOGS): ett nytt instrument för identifiering av patologiska spelare. Am. J. Psychiatry 144 1184-1188. [PubMed]
• Lewis DJ, Duncan CP (1956). Effekt av olika procentandelar pengar belöning vid utrotning av ett spak-dragande svar. J. Exp. Psychol. 52 23. [PubMed]
• Lewis DJ, Duncan CP (1957). Förväntan och motstånd mot utrotning av ett spak-dragande svar som funktioner av procent av förstärkning och belopp av belöning. J. Exp. Psychol. 54 115. [PubMed]
• Lewis DJ, Duncan CP (1958a). Förväntan och motstånd mot utrotning av ett spak-dragande svar som en funktion av procentuell förstärkning och antal förvärvsprov. J. Exp. Psychol. 55 121. [PubMed]
• Lewis DJ, Duncan CP (1958b). Vicarious erfarenhet och partiell förstärkning. J. Abnorm. Soc. Psychol. 57 321. [PubMed]
• Linnet J., Rømer Thomsen K., Møller A., ​​Callesen MB (2010). Eventfrekvens, spänning och lust att spela bland patologiska spelare. Int. Gambl. Hingst. 10 177-188. 10.1080 / 14459795.2010.502181 [Cross Ref]
• Mackintosh NJ (1974). Psykologin för djurlärande. Oxford: Academic Press.
• MacLaren VV, Fugelsang JA, Harrigan KA, Dixon MJ (2011). Personligheten hos patologiska spelare: en meta-analys. Clin. Psychol. Varv. 31 1057-1067. [PubMed]
• MacLin OH, Dixon MR, Daugherty D., Small SL (2007). Använda en datorsimulering av tre spelautomater för att undersöka gamblerens preferens bland olika densiteter av nära missalternativ. Behav. Res. metoder 39 237-241. [PubMed]
• Madden GJ, Ewan EE, Lagorio CH (2007). Mot en djurmodell av spel: Fördröjning av diskontering och lockning av oförutsägbara resultat. J. Gambl. Hingst. 23 63–83. 10.1007/s10899-006-9041-5 [PubMed] [Cross Ref]
• Miguez G., Witnauer JE, Laborda MA, Miller RR (2014). Trialavstånd under utrotning: kontext-us-föreningarna. J. Exp. Psychol. Anim. Lära sig. Cogn. 40 81. [PubMed]
• Miller NV, Currie SR, Hodgins DC, Casey D. (2013). Validering av problemet med svårighetsindex med hjälp av bekräftande faktoranalys och raschmodellering. Int. J. Methods Psychiatr. Res. 22 245-255. [PubMed]
• Moody EW, Sunsay C., Bouton ME (2006). Priming och försöksavstånd i utrotning: effekter på utrotningsprestanda, spontan återhämtning och återinställning i appetitiv konditionering. QJ Exp. Psychol. 59 809-829. [PubMed]
• Msetfi RM, Murphy RA, Simpson J. (2007). Depressiv realism och effekten av intertrialintervall på bedömningar av noll, positiv och negativ händelse. QJ Exp. Psychol. 60 461-481. [PubMed]
• Msetfi RM, Murphy RA, Simpson J., Kornbrot DE (2005). Depressiv realism och resultatdensitetsförskjutning i beredskapsbedömningar: effekten av sammanhanget och intertrialintervallet. J. Exp. Psychol. Gen. 134 10. [PubMed]
• Orford J., Wardle H., Griffiths M., Sproston K., Erens B. (2010). PGSI och DSM-IV i 2007 British Gambling Prevalence Survey: tillförlitlighet, objektsvar, faktorstruktur och överenskommelse. Int. Gambl. Hingst. 10 31-44.
• Orgaz C., Estévez A., Matute H. (2013). Patologiska spelare är mer sårbara för illusionen av kontroll i en standard associativ inlärningsuppgift. Främre. Psychol. 4: 306 10.3389 / fpsyg.2013.00306 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
• Patton JH, Stanford MS, Barratt ES (1995). Faktorstruktur av Barratt impulsivitetsskala. J. Clin. Psychol. 51 768-774. [PubMed]
• Poon L., Halpern J. (1971). En liten test PREE med vuxna människor: motstånd mot utrotning som en funktion av antalet NR-övergångar. J. Exp. Psychol. 91 124.
• Sharpe L. (2002). En omformulerad kognitiv beteendemodell av problemspel: ett biopsykosocialt perspektiv. Clin. Psychol. Varv. 22 1–25. 10.1016/S0272-7358(00)00087-8 [PubMed] [Cross Ref]
• Stout SC, Chang R., Miller RR (2003). Trial spacing är en determinant av cue interaktion. J. Exp. Psychol. Anim. Behav. Bearbeta. 29 23. [PubMed]
• Sunsay C., Bouton ME (2008). Analys av en försöksavståndseffekt med relativt långa intertrialintervall. Lära sig. Behav. 36 104-115. [PubMed]
• Sunsay C., Stetson L., Bouton ME (2004). Memory priming och provavstånd effekter i Pavlovian lärande. Lära sig. Behav. 32 220-229. [PubMed]
• Wardle H., Moody A., Spence S., Orford J., Volberg R., Jotangia D., et al. (2011). British Gambling Prevalence Survey 2010. London: Stationery Office.
• Weatherly JN, Sauter JM, King BM (2004). Den "stora vinsten" och motstånd mot utrotning när man spelar. J. Psychol. 138 495-504. [PubMed]