Questionario di attitudini e conoscenze sul gioco d’azzardo

Ferland e Ladouceur (2002) descrivono questo strumento di misura come uno strumento a due fattori: la Conoscenza del gioco d’azzardo e le Cognizioni errate sul gioco. Il test è stato somministrato a 424 studenti, con un’età media di 13.1 anni. È costituito da 16 item, 9 che valutano il primo fattore (ad esempio l’item 8 è “Tutti i flipper e i giochi

elettronici non sono considerati attività di gioco d'azzardo”) e 7 che valutano le cognizioni

erronee sul gioco (ad esempio l’item 1 è “Quando scommetto, devo conoscere i trucchi e le

strategie se voglio vincere”). Gli item hanno una scala Likert a 4 punti, da “totalmente in

disaccordo” a “totalmente d’accordo”. Analizzando la coerenza interna attraverso α di Cronbach, questa è risultata alta per la sottoscala della Conoscenza (α=.74) spiegando il 18.6% della varianza, ma con un valore insufficiente per le Cognizioni errate (α=.58), che spiega il 12.9% della varianza.

2.3.3 Gambling Related Cognitions Scale (GRCS)

Lo studio di Tang e Wu (2012) ha indagato il ruolo delle distorsioni nei giocatori patologici utilizzando la GRCS (Raylu & Oei, 2004) in un campione formato da 2.835 adolescenti tra gli 11 e i 17 anni, da 934 giovani adulti di età tra i 18 e i 25 anni e da 162 adulti di età superiore ai 26 anni. Gli Autori hanno condotto un'analisi del fattore di conferma (AFC) separatamente sui tre campioni per determinare se il modello a cinque fattori fosse applicabile. In tutti e tre i campione il modello è risultato accettabile e tutti i fattori sono risultati significativamente correlati tra loro. In particolare nel campione del liceo gli indici di adattamento sono risultati soddisfacenti (CFI = .93; IFI = .93; RMSEA = .087) così come nel campione dei giovani adulti (CFI = .93; IFI = .93; RMSEA = .077) e vicini al valore accettato per il campion degli adulti (CFI = .86; IFI = .86; RMSEA = .097).

I valori α di Cronbach per la scala totale sono risultati eccellenti tra i campioni di scuola superiore, college e comunità adulti (α = .98, .97 e .94, rispettivamente). Sono stati trovati coefficienti di affidabilità relativi alle sottoscale da moderati ad alti per i tre campioni: GRCS-GE (rispettivamente α = .88, .83 e .83), GRCS-IS (α = .92, .91 e .85,

rispettivamente), GRCS-IC (α = .88, .85 e .67, rispettivamente), GRCS-PC (α = .92, .89 e .85, rispettivamente), GRCS-IB (α = .91, .87 e .84, rispettivamente).

Per quanto riguarda la validità predittiva hanno dimostrato che i partecipanti classificati come probabili giocatori patologici hanno riportato alti punteggi alla GRCS che risulta quindi essere un fattore predittivo positivo del gioco d’azzardo problematico. Per quanto riguarda le singole sottoscale, solo GRCS-GE e GRCS-IS sono risultate essere predittive positive del gioco d'azzardo problematico. Inoltre non risultavano differenze legate al genere per i maschi e le femmine classificati come probabili giocatori patologici per la sottoscala GRCS-IS, ma i giocatori problematici vi commettevano più biases rispetto ai non problematici. Una differenza consistente era stata trovata nella sottoscala GRCS- GE, in cui i maschi avevano più aspettative positive rispetto alle femmine. Perciò, solo queste due sottoscale erano risultate predittrici del gioco problematico.

In uno studio condotto da Donati e colleghe (2015), con un campione di 1.656 studenti di età tra i 13 e i 24 anni, è stata effettuata un’analisi fattoriale confermativa (AFC) per valutare l’adattamento del modello a 5 fattori. I risultati hanno mostrato un buon adattamento generale (CFI = .92, TLI = .91,RMSEA = .03). La saturazione degli item standardizzati è risultata variare da .51 a .74., le correlazioni tra i cinque fattori sono risultate tutte significative (da .67 a .88). L'α di Cronbach per il punteggio totale è risultato essere di .91, mentre per le singole sottoscale è risultato rispettivamente di .70 per GRCS-GE, .71 per GRCS-IC, .73 per GRCS-PC, .73 per GRCS-IS e .78 per la sottoscala GRCS-IB.

Il punteggio totale alla GRCS ha classificato correttamente i partecipanti in giocatori regolari e non regolari. Nello specifico ad ogni punto di incremento ottenuto alla GRCS il partecipante possiede una probabilità di 1.05 volte di essere classificato come un giocatore regolare. Per quanto riguarda il peso specifico relativo alle cinque categorie di

distorsioni cognitive, l’analisi di regressione ha rivelato che le sottoscale che rappresentano i predittori del gioco d’azzardo problematico sono GRCS-IS, GRCS-GE e GRCS-IB.

Lo studio di Taylor e colleghi (2014), è stato effettuato su 1.490 adolescenti tra 16 e 18 anni, somministrando il GRCS (Raylu & Oei, 2004). Gli Autori hanno condotto un’analisi fattoriale confermativa (AFC) per testare l’adattamento generale del modello a 5 fattori. I risultati hanno mostrato un adattamento accettabile ai dati su due dei tre indici di bontà di adattamento (SRMR = .034, CFI = .91, RMSEA = .097). Inoltre tutti i fattori sono risultati significativamente correlati tra loro.

Per quanto riguarda la validità predittiva hanno riscontrato due dei tre predittori significativi del gioco d’azzardo del precedente studio, GRCS-GE e GRCS-IS, ma non il

bias interpretativo, e hanno dimostrato invece che anche la sottoscala GRCS-IC risulta

essere un predittore significativo. Anche in questa ricerca sono state evidenziate differenze di genere, ossia i maschi riportavano un più alto punteggio sia alla scala totale che alle singole sottoscale rispetto alle femmine.

CAPITOLO 3

LA RICERCA

1. Introduzione

Il gioco d’azzardo è un’attività ludica fortemente radicata nella cultura dell’uomo tant’è che attualmente è sempre maggiore la possibilità di giocare d’azzardo “legalmente” e la sua popolarità è in costante aumento (Potenza, 2008). Infatti negli ultimi vent’anni stiamo assistendo ad un marcato incremento del comportamento da gioco d’azzardo soprattutto a causa della sua maggior accessibilità e disponibilità. Sono state condotte molte ricerche che testimoniano come la pratica del gioco d’azzardo sia largamente diffusa sia a livello internazionale che nazionale (Abbott et al., 2004; Bastiani et al., 2018; Billieux et al., 2016).

Giocare d’azzardo, di per sé, non rappresenta un comportamento patologico ma può evolvere in patologia quando diventa un’attività reiterata in una persona vulnerabile. Sono varie le forme che può assumere e possono essere rappresentate lungo un continuum, (Shaffer & Korn, 2002) che spazia da gioco informale e ricreativo a quello problematico e

patologico, che soddisfa i criteri del DSM-5 per formulare una diagnosi. Queste tre fasi

possono anche rappresentare gli stadi nel processo di evoluzione della patologia.

Tale attività, è dilagata anche tra la popolazione giovanile: gli adolescenti rappresentano il target con il più alto rischio di sviluppare gambling patologico (Lupu & Lupu, 2018) nonostante il fatto che sia un'attività legalmente limitata solo agli adulti. Un dato ancor più preoccupante è legato al fatto che i giovani dichiarano di aver iniziato a giocare d’azzardo sempre più precocemente, in un’età compresa tra i dieci e i dodici anni (Calado et al., 2017; Donati et al., 2013).

un comportamento patologico. Questo risulta essere un fenomeno multifattoriale, ovvero sono stati individuati fattori di rischio socio-demografici, disposizionali, socio-culturali, e cognitivi (Ariyabuddhiphongs, 2013; Cosenza et al., 2014; Cosenza, & Nigro, 2015; Dickson et al., 2002; Donati et al., 2018; Goodie & Fortune 2013; Messerlian et al., 2007; Jackson et al., 2008).

In particolare molti studi concordano nel ritenere il genere maschile un fattore di rischio associato al comportamento di gioco d’azzardo patologico negli adolescenti. Infatti diversi studi riportano come i tassi di gioco problematico nei maschi siano molto più elevati rispetto alle femmine, con rapporti da 2:1 fino al 5:1 (McCormack et al., 2014; Messerlian, 2007), con una maggior probabilità per gli uomini di diventare giocatori patologici. In generale, i ragazzi riferiscono di giocare più spesso rispetto alle ragazze (Stinchfield, 2000), facendo scommesse medie più alte (Desai et al., 2005; Hardoon & Derevensky, 2001), e mostrando una preferenza per i giochi che implicano abilità, come le carte e le scommesse sportive (Donati et al., 2013; Ellenbogen et al., 2007).

Per quanto riguarda l’età in cui i soggetti iniziano a giocare, i giocatori classificati come problematici e patologici dichiarano di aver iniziato a giocare nella tarda infanzia, a circa 10 anni di età (Gupta & Derevensky, 1998; Shaffer & Hall, 2001).

I fattori di personalità più studiati in letteratura che contribuiscono al rischio di sviluppare un comportamento di gioco d’azzardo problematico adolescenziale sono l’impulsività (Benson et al., 2012; Flórez et al., 2016; Estevez et al., 2015), ovvero la tendenza a mettere in atto comportamenti senza la preoccupazione delle conseguenze da questi causate e la sensation seeking (Bonnaire et al., 2009; Donati et al., 2013; Gupta et al., 2006), ossia la ricerca di sensazioni intense e forti con la tendenza ad assumersi rischi. Nello specifico, il primo tratto di personalità sembra essere il predittore significativo più forte della frequenza di gioco d’azzardo (Benson et al., 2012) e della sua gravità (Chiu & Storm, 2010).

È stato inoltre dimostrato un alto livello di sensation seeking nei giocatori problematici adolescenti ed è risultata essere un predittore del comportamento di gioco d’azzardo patologico sia nei maschi che nelle femmine (Donati et al., 2013), di conseguenza gioca un ruolo importante nel suo sviluppo (Gupta et al., 2006).

Per quanto riguarda i fattori socio-culturali, l’elemento che risulta essere associato al gioco d’azzardo adolescenziale è l’influenza della famiglia e dei pari (Donati et al., 2013; Wickwire et al., 2007). Infatti è stata riscontrata una forte associazione tra il comportamento di gioco dell’adolescente e quello dei suoi familiari e amici, mostrando come gli adolescenti che giocano d’azzardo hanno anche genitori e amici che giocano a loro volta e che approvano tale attività (Delfabbro & Thrupp, 2003; Donati et al., 2013; Langhinrichsen-Rohling et al., 2004; Wickwire et al., 2007). È stata inoltre rilevata una differenza di genere in quanto il gioco d’azzardo dei genitori è risultato essere predittore del comportamento patologico adolescenziale nelle adolescenti femmine, mentre nei maschi lo era il comportamento di gioco del gruppo dei pari (Donati et al., 2013).

In riferimento ai fattori cognitivi, uno dei fattori più importanti risultano essere le distorsioni cognitive sul gioco d’azzardo, ovvero processi di pensiero attivi ma disfunzionali, ad esempio pensieri distorti che contengono errori logici e non sono ben supportati da prove. È stato infatti riconosciuto che le percezioni erronee e le false convinzioni dei giovani riguardo il gioco d'azzardo e i suoi esiti possono svolgere un ruolo importante nell’evolvere della patologia (Blaszczynski & Nower 2002; Derevensky et al., 2007). In una recente review (Goodie & Fortune 2013), è stato dimostrato che molte delle distorsioni implicate nel gioco d’azzardo derivano dall’euristica della disponibilità e da quella della rappresentatività. Della prima fanno parte le correlazioni illusorie, situazioni in cui i giocatori d'azzardo percepiscono erroneamente una relazione tra eventi non correlati, i bias di memoria, ovvero ricordare più facilmente le vittorie rispetto alle sconfitte, la disponibilità di vittorie altrui,

cioè vedere e sentire gli effetti delle vincite degli altri, può influenzare i giocatori d'azzardo aumentando la probabilità soggettiva di vincita e la credenza superstiziosa, una forte ma infondata convinzione che un evento sia la causa di un secondo evento, che in realtà è indipendente dal primo. La principale distorsione cognitiva che invece deriva dall'euristica della rappresentatività è la fallacia del giocatore (gambler’s fallacy), che consiste nella credenza che, dopo una lunga serie di perdite, ci sarà una maggiore probabilità di vincita (Langer, 1975; Tversky, 1974; Walker, 1992). In particolare è stato dimostrato che i giocatori problematici commettono più errori di ragionamento probabilistico rispetto ai giocatori non problematici anche se non differiscono in termini di conoscenza di probabilità oggettive (Donati et al., 2013).

Un’altra importante distorsione cognitiva connessa al gioco d’azzardo è l’illusione

di controllo, cioè la possibilità di determinare i risultati del gioco sia attivamente, grazie

all'abilità o alla conoscenza personale, sia passivamente, ad esempio, interpretando la buona fortuna in altri ambiti della vita come segni di un imminente successo nel gioco d'azzardo (Langer, 1975; Raylu & Oei, 2004; Toneatto, 1999; Toneatto et al., 1997). Gli studi condotti con gli adolescenti in diversi contesti linguistici e culturali confermano il fatto che avere distorsioni cognitive sul gioco d’azzardo aumenti la probabilità di giocare e di essere classificato come un giocatore problematico e patologico e ne predice sia la frequenza che la gravità (Cosenza, & Nigro, 2015; Donati et al., 2018; Tang e Wu, 2012; Taylor et al., 2014).

Dato che i fattori cognitivi, in particolare le distorsioni cognitive esercitano un ruolo importante nella spiegazione dei problemi del gioco d'azzardo diventa fondamentale avere degli strumenti di misura di tale costrutto (Coulombe, Ladouceur, Desharnais & Jobin, 1992; Weatherly & Flannery-Woehl, 2009). Il primo approccio utilizzato dai ricercatori con gli adulti giocatori risulta essere il metodo del “pensare ad alta voce" (thinking aloud method),

una tecnica che deriva dalla psicologia cognitiva in cui viene chiesto ai giocatori, durante l’attività, di verbalizzare i propri pensieri, comprese intenzioni, stimoli, idee e immagini riguardanti il gioco (Raylu & Oei, 2004).

Uno dei primi veri e propri strumenti ad essere sviluppato è stato il GABS (Breen & Zuckerman, 1994), inteso a catturare una vasta gamma di pregiudizi cognitivi, credenze irrazionali e atteggiamenti sul gioco d'azzardo, come la gambler’s fallacy e l'illusione del controllo. In seguito ad una sua revisione è stata sviluppata la versione GABS-23, caratterizzata da una riduzione degli item, dai 35 della versione precedente ai 23 della nuova versione e dalla specificazione di cinque dimensioni: Strategies, Chasing, Attitudes, Luck,

Emotions (Bouju et al., 2014).

Un altro strumento sviluppato per indagare le distorsioni cognitive legate al gioco d’azzardo è il GBQ (Steenbergh, Meyers, May, & Whelan, 2002), che valuta, attraverso 21 item, due dimensioni: l’Illusion of Control e la Luck/Perseverance. Il GBQ-2 ne condivide il nome ma non le proprietà. Infatti è un questionario formato da 65 item che comprende 12 sottoscale: Illusion of control, Erroneous beliefs of winning, Entrapment/Gambler’s

fallacy, Superstition, Impaired control, Near Miss, Memory bias, Biased evaluation,

Positive state, Relief, Money come soluzione ai problemi, Denial. È stata realizzata una

versione più breve del GBQ-2, caratterizzata da 24 item (Moodie, 2008), che si basa su un modello a cinque fattori: Coping, Personal illusory control, General Illusion of control,

Winning expectancy, Rational beliefs.

Tra le scale più recenti, tra cui la DBC (Wood, & Clapham, 2005) e la PLUS, (Wohl et al., 2011) vi è la GRCS (Raylu & Oei 2004) caratterizzata da cinque fattori legati ad un fattore di ordine superiore, i cui tre in riferimento alle cognizioni (Illusion of control,

Predictive control, Interpretative bias) e due che valutano le credenze relative al gioco

provengono da studi che riguardano l’abuso di sostanze e che sono determinanti anche nel gioco d’azzardo problematico (Lee et al., 1999).

Le scale e gli strumenti di valutazione fino ad ora menzionati, sono utilizzati in un target di popolazione adulta, mentre per gli adolescenti se ne riscontrano un numero limitato. Ad esempio possiamo trovare il Beliefs About Control Scale (BAC, Moore & Ohtsuka, 1999), un questionario sviluppato al fine di valutare l'associazione tra una serie di credenze sul controllo del gioco e il problema del gioco d'azzardo proprio tra i giovani, formato da cinque fattori: Illusion of control, Need money, Control over gambling, Belief in systems e

Cynism about winning. Ferland e Ladouceur (2002) hanno sviluppato invece il Questionario

di attitudini e conoscenze sul gioco d’azzardo e lo descrivono come uno strumento a due

fattori: la Conoscenza del gioco d’azzardo e le Cognizioni errate sul gioco.

Infine, viste le buone proprietà psicometriche della GRCS riscontrate con giocatori adulti (buona affidabilità e validità), della scala sono stati effettuati degli studi sulle proprietà psicometriche negli adolescenti (Donati et al., 2015; Tang, & Wu, 2012; Taylor et al., 2014) in modo da poterla utilizzare in questo target di popolazione. È stata verificata l'adeguatezza di un modello a cinque fattori intercorrelato e sono stati riportati indici di alta affidabilità per la scala totale e le sottoscale. Il punteggio totale alla GRCS è risultato essere un predittore positivo del gioco d'azzardo problematico, mentre per quanto riguarda le singole sottoscale l’incapacità di smettere di giocare, le aspettative legate al gioco e il bias

interpretativo sono risultati predittivi positivi del gioco d'azzardo problematico (Donati et

al., 2015). Lo studio di Taylor e colleghi (2014) ha invece dimostrato che due dei tre predittori significativi del gioco d’azzardo sono gli stessi del precedente studio, GRCS-GE e GRCS-IS, ma non il bias interpretativo, e hanno dimostrato invece che anche la sottoscala GRCS-IC risulta essere un predittore significativo. Mentre nello studio di Tang e Wu (2012) solo GRCS-GE e GRCS-IS sono risultate essere predittive positive del gioco

d'azzardo problematico. Inoltre, anche in questo caso, il modello è risultato accettabile e tutti i fattori sono risultati significativamente correlati tra loro. Questa scala presenta quindi buone proprietà psicometriche che consentono il suo utilizzo per misurare le cognizioni legate al gioco d'azzardo negli adolescenti. Mostra però anche dei limiti. In primo luogo, gli item sono formulati per indagare le false credenze in base alla propria esperienza di gioco, quindi la scala può essere completata solo da adolescenti giocatori e di conseguenza non può essere applicata in ambito preventivo con adolescenti che non abbiano ancora fatto esperienza di gambling. Un altro limite è rappresentato dall’eccessiva ampiezza della scala di risposta, che è una scala Likert a 7 punti, utilizzata per valutare il grado di accordo o disaccordo dei soggetti con gli item proposti. Rispetto a ciò è stata rilevata una forte asimmetria delle risposte agli item, i quali mostrano un andamento asimmetrico di tipo positivo (Donati et al., 2015). In terzo luogo, oltre a misurare tre distorsioni cognitive che si basano su ricerche sul gioco d'azzardo, misura due distorsioni che derivano dalla ricerca sull'abuso di sostanze e che quindi non sembrano essere specifiche sul problema del gioco d’azzardo ma valide per le addictions in generale. Partendo da questi presupposti, l’obiettivo di questo studio è analizzare le proprietà psicometriche di una versione revisionata della GRCS per superarne i limiti presenti, ovvero la Gambling Related Cognitions Scale-Revised

for Adolescents (GRCS-RA). Lo scopo era quello di modificare le espressioni degli item

riformulandoli in terza persona in modo tale da valutare le credenze degli adolescenti verso il gioco d’azzardo non necessariamente avendone fatto esperienza diretta, potendo così ricercare la presenza o meno di distorsioni cognitive e in caso positivo poter attuare piani di prevenzione. A tal fine, si intendeva ridurre la scala Likert da 7 a 5 punti, poiché è di più facile comprensione e risulta più facile discriminare tra due soli livelli di discordanza e di concordanza. Inoltre in diversi studi è stato osservato che con l’utilizzo della scala Likert a 7 punti le risposte dei partecipanti risultano molto asimmetriche (Donati et al., 2015; Iliceto

et al., 2015; Tang, & Wu, 2012), è quindi consigliabile utilizzare quella a 5 punti che risulta essere la modalità più diffusa per le scale Likert, dalla valutazione delle credenze, come la GBQ-2 (Joukhador, MacCallum, & Blaszczynski, 2003) oppure la BAC (Moore, & Ohtsuka, 1999), agli atteggiamenti, per esempio la Brief Sensation Seeking Scale (BSSS; Hoyle, Stephenson, Palmgreen, Lorch, & Donohew, 2002). Si intendeva inoltre prendere in considerazione solo le tre distorsioni specifiche legate al gioco d'azzardo (illusione di

controllo, controllo predittivo, bias interpretativo), quindi gli item sono stati ridotti da 23 a

14, poiché teoricamente le distorsioni derivanti dagli studi sull’abuso di sostanze sembrano più rappresentare variabili di processo nello sviluppo della dipendenza dal gioco d’azzardo. In particolare si intendeva, studiare la dimensionalità della scala, ipotizzando un modello a tre fattori, valutandone coerenza interna e validità di criterio attraverso lo studio delle correlazioni con dei costrutti teoricamente connessi con le distorsioni sul gioco, come il pensiero superstizioso, la percezione economica del gioco d’azzardo, e la frequenza del

gambling.

2. Metodo 2.1 Partecipanti

La ricerca è stata svolta con un campione di 697 adolescenti di età compresa tra i 14 e i 24 anni (Metà = 16.84; SD = 1.14), frequentanti le scuole superiori. Considerando il genere il 70% (n=481) erano maschi mentre il 30% (n=206) erano femmine, il restante 1.4% (n=10) non aveva specificato il sesso. Prendendo in considerazione la classe frequentata, il campione era così distribuito: il 4% (n=32) frequentava la prima superiore, il 13% (n=92) la seconda, il 71% (n=494) la terza, il 6% (n=40) la quarta e il 6% (n=39) la quinta superiore. In riferimento alla tipologia di scuola, tre nel Nord Italia (Lombardia) e una pisana (Toscana, Italia), i partecipanti erano così divisi: il 14% (n=96) faceva parte di un Istituto Professionale

lombardo, il 33% (n=228) frequentava un Istituto Tecnico della Lombardia, il 26% (n=180) un Liceo Scientifico nella medesima regione e il 27% (n=193) frequentavano l’Istituto Alberghiero di Pisa.

Per la realizzazione della somministrazione, a ciascun istituto scolastico è stato fornito un protocollo in cui veniva descritto l’obiettivo dello studio e la metodologia è stata approvata dal comitato di revisione istituzionale. Tutti gli studenti hanno ricevuto un foglio illustrativo che comunicava la riservatezza dei dati, ottenuti in forma anonima, ed hanno firmato il consenso informato. Per coloro che invece erano minorenni, entrambi i genitori hanno fornito il loro consenso, ad eccezione dei casi specifici per cui la legge 54/2006 consente la firma di un unico genitore.

2.2 Strumenti

La Gambling Related Cognitions Scale-Revised For Adolescents (GRCS-RA) è una scala self-report utilizzata per valutare le cognizioni relative al gioco d'azzardo negli adolescenti. È formata da quattordici item di tipo Likert con una scala a 5 punti che va da 1 “Fortemente in disaccordo” a 5 “Fortemente d'accordo”. Sono conservate le tre sottoscale delle GRSC che misurano le distorsioni specifiche legate al gioco d'azzardo: Illusion of

control (4 item), Predictive control (6 item) e Interpretative bias (4 items). Al fine di

renderla più appropriata e adatta agli adolescenti non giocatori, gli item si basano su formulazioni in terza persona. Esempi di item sono: "Numeri e colori specifici possono aumentare le possibilità di vincita nel gioco d'azzardo" (Illusion of control), "Nel gioco d'azzardo, se vinci una volta, vincerai di nuovo" (Predictive control), e "Nel gioco d'azzardo,