École de psychologie, Centre du cerveau et de l'esprit, clinique de traitement et de recherche de jeu, Université de Sydney, Camperdown NSW, Australie.
Envoyer de la correspondance à Sally M. Gainsbury, PhD, Faculté des sciences, School of Psychology, Brain and Mind Center, Gambling Treatment and Research Clinic, University of Sydney, 94 Mallett Street, Camperdown NSW 2050, Australie. E-mail: ua.ude.yendys @ yrubsniag.yllas.
Reçu le 13 août 2020; Reçu le 2020 novembre le 15 novembre Copyright © 2020 American Society of Addiction MedicineCet article est mis à disposition via le sous-ensemble PMC Open Access pour une réutilisation et des analyses sans restriction sous quelque forme que ce soit ou par tous les moyens avec la reconnaissance de la source d'origine. Ces autorisations sont accordées pour la durée de la pandémie Covid-19 ou jusqu'à ce que les autorisations soient révoquées par écrit. À l'expiration de ces autorisations, PMC obtient une licence perpétuelle pour rendre cet article disponible via PMC et en Europe PMC, conformément aux protections existantes du droit d'auteur.
La pandémie covide-19 a réduit l'accès au jeu et a contribué à une détresse psychologique généralisée. La détresse psychologique est un facteur de risque connu de jeu problématique car il peut motiver un jeu excessif en tant que réponse d'adaptation. La disponibilité du jeu est considérée comme un facteur pour maintenir les problèmes. Cet article visait à étudier l'impact de la fermeture des lieux de jeu sur les Australiens, en particulier parmi les personnes vulnérables aux problèmes de santé mentale et aux troubles du jeu.
Des adultes australiens qui avaient joué au moins une fois au cours des 12 derniers mois (N = 764, 85.2% masculin) a rempli une enquête transversale en ligne. Les mesures d'auto-évaluation ont été rétrospectivement évaluées la fréquence et les dépenses de jeu mensuelles typiques avant et après la fermeture du lieu Covid-19, le jeu problématique et la détresse psychologique.
Des diminutions médianes significatives de la fréquence de jeu ont été observées, à la fois en ligne et globale. Aucune relation n'a été trouvée entre la détresse psychologique et la base de référence ou l'augmentation du jeu. Une plus grande gravité des jeux de hasard était liée à un jeu de base plus élevé, mais pas à une augmentation du jeu. L'analyse exploratoire a montré que les individus engagés dans des jeux de hasard à risque modéré, mais pas des jeux de hasard, étaient plus susceptibles de signaler une fréquence de jeu accrue par rapport aux joueurs sans problème et à faible risque combinés.
Les résultats fournissent des informations importantes sur la façon dont les changements dans la disponibilité influencent la participation au jeu et pour comprendre l'efficacité des restrictions forcées et des stratégies d'exclusion de lieu. La plupart des gens ont modéré leur jeu lorsque le jeu basé sur le lieu n'était pas disponible et que les opportunités de paris sportifs étaient limitées. Cependant, les dommages subis par les personnes ayant des problèmes de jeu peuvent avoir été exacerbés pendant la période d'accès limité. Des politiques pour améliorer la prévention et le traitement des problèmes de jeu sont nécessaires même lorsque la disponibilité est réduite.
Mots clés: Coronavirus, Covid-19, jeu, jeu problématique, détresse psychologiqueEn réponse à la pandémie covide-19, les lieux de jeu australiens ont reçu l'ordre de fermer et les opportunités de parier sur les événements sportifs ont été restreints. Conformément à de nombreuses juridictions internationales, des commandes au foyer ont été émises obligeant les individus à cesser des voyages non essentiels. La vie quotidienne des gens a été perturbée de diverses manières. Pour de nombreuses personnes, les conséquences économiques ont été graves car leur principale source de revenus a été perdue ou considérablement réduite. Des forfaits de relance économique ont été mis à disposition par le gouvernement, ce qui pourrait augmenter les fonds disponibles pour certaines personnes par rapport à la normale. Une atmosphère d'incertitude et de détresse accrues s'est accompagnée de possibilités limitées de soutien social en raison de restrictions imposées aux rassemblements publics et privés de personnes. Des rapports mitigés ont émergé des médias sur l'effet de la fermeture sur le jeu: certaines ont signalé une forte augmentation de la participation au jeu en ligne, tandis que d'autres preuves anecdotiques ont suggéré des réductions substantielles des dépenses en raison de fermetures de lieux de jeu. La présente étude visait à étudier le comportement de jeu d'un échantillon de joueurs australiens pendant la fermeture et à comprendre l'impact de la détresse psychologique et des problèmes de jeu préexistants sur les changements dans les modèles de jeu.
casino ma chanceMalgré une croissance rapide des jeux de hasard en ligne au cours de la dernière décennie, le jeu terrestre explique la majorité des dépenses totales de jeu en Australie chaque année. 1 L'arrêt Covid-19 a entraîné une période inattendue d'accès limité aux lieux de jeu, qui sont généralement largement et facilement accessibles à la population. Les options de jeu étaient limitées aux produits de loterie (disponibles via les magasins de vente au détail et en ligne) et les paris en ligne, principalement sur les courses de chevaux (étant donné le nombre limité d'événements sportifs nationaux et internationaux). D'autres activités de jeu en ligne, telles que les machines à sous, les jeux de casino et le poker, sont illégales en Australie et sont restées disponibles uniquement sur les sites de jeu offshore. Au début de la fermeture, diverses sources australiennes ont déclaré une augmentation des dépenses de jeu en ligne allant de 20% à 142%. 2 Ce que ces chiffres représente spécifiquement restent incertains car les détails concernant leur calcul et leur opérationnalisation ne sont pas accessibles au public dans tous les cas. Plusieurs fournisseurs de paris en ligne australiens ont confirmé par la suite que les revenus de jeu en ligne avaient augmenté en glissement annuel. 3 Cependant, le plus grand fournisseur de paris d'Australie - la seule entreprise qui propose des points de vente en ligne et terrestres ainsi que des loteries - a déclaré une baisse de 11% des bénéfices par rapport à l'année précédente. 4 De plus, les machines de jeu électroniques (EGMS; également connues sous le nom de machines à poker / machines à sous), qui représentent 50% des dépenses totales de jeu de l'Australie et ont la plus haute association avec les problèmes de jeu, ont été fermés à l'échelle nationale pendant trois mois. 1 Par conséquent, il n'est pas clair si l'augmentation signalée du jeu en ligne, qui se produit à un taux de base relativement faible, réduction de compensation du jeu terrestre pendant la fermeture. En outre, il est important de comprendre comment les personnes à risque de problèmes de jeu ont répondu aux restrictions car les changements dans le comportement de ce groupe diffèrent probablement de la population de jeux plus large.
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À l'international, des rapports mitigés ont émergé concernant les changements dans la participation au jeu pendant Covid-19. Dans une enquête sur les études de marché au Royaume-Uni auprès de 537 joueurs menés en avril 2020, la plupart des répondants (68.4%) ont déclaré que la réduction ou le maintien de leur jeu au même niveau pendant la pandémie par rapport à avant. 5 Cependant, 2 joueurs réguliers sur 5 (39%) ont signalé une augmentation du jeu, et environ 1 joueur régulier sur 4 a déclaré croire qu'ils dépensent trop (27%) ou développaient une dépendance (23%). 5 Une enquête canadienne sur les participants de 2005 a indiqué que ceux qui jouaient généralement dans des lieux terrestres n'étaient moins susceptibles de jouer en ligne pendant la fermeture. 6 Les participants classés comme étant à risque modéré de problèmes de jeu avaient environ le double des chances de jeu en ligne pendant la fermeture, et ceux classés comme les joueurs à haut risque avaient près de neuf fois les chances. 6 L'engagement dans les jeux de hasard en ligne pendant la fermeture était plus élevé chez les personnes présentant des symptômes élevés d'anxiété et de dépression. 6 Une enquête d'études de marché connexe auprès de 1500 résidents canadiens a constaté que seulement 6% avaient ouvert un nouveau compte de jeu en ligne depuis le début de la pandémie. 7 de ceux qui ont joué avant Covid-19 et ont continué à jouer pendant la fermeture, 27% ont déclaré avoir un jeu moins que d'habitude, 47% ont indiqué le jeu à peu près au même niveau qu'auparavant, et 26% ont déclaré avoir augmenté le jeu. Près de 3 participants sur 10 (28%) qui ont déclaré que le jeu en ligne a convenu qu'ils pourraient développer une dépendance au jeu en ligne. 7 En revanche, une réduction de 50% du volume d'appel à la ligne d'assistance à des jeux de hasard en Ontario a été enregistrée pendant la période d'arrêt, suggérant une expérience réduite des problèmes de jeu et de la demande d'aide. 8
En Suède, une enquête auprès des adultes de 2016 n'a trouvé que 4% des participants ont déclaré avoir joué plus pendant la pandémie. 9 L'analyse du chi carré a indiqué que la détresse psychologique était associée à une augmentation du jeu pendant la pandémie; Cependant, seule la gravité des jeux de hasard plus élevée et l'augmentation de la consommation d'alcool avaient des associations significatives avec l'augmentation du jeu dans les analyses multivariées. 9 Une analyse ultérieure des données du régulateur suédois des jeux de hasard a montré des réductions du jeu global et des paris en ligne, et une légère augmentation du jeu de casino en ligne. 10 Cependant, les augmentations du jeu de haute intensité ou du jeu total en ligne n'ont pas été observées. 10 Dans l'ensemble, ces rapports présentent un schéma mixte de preuves, indiquant un besoin de recherches supplémentaires sur l'impact de la pandémie sur le comportement de jeu, en particulier parmi les populations vulnérables aux problèmes de santé mentale et aux troubles addictifs.
Les urgences de santé publique, telles que les pandémies, et les mesures utilisées pour les contrôler, comme la mise en quarantaine, ont des impacts sur le bien-être psychologique des individus et des communautés. 11 La littérature universitaire émergente examinant l'impact de l'épidémie Covid-19 suggère une augmentation de l'anxiété, de la dépression et du stress basés sur la population. 12–14 pour certaines personnes, les réactions émotionnelles et les comportements malsains peuvent inclure un jeu en ligne excessif, une activité accessible à domicile pendant l'isolement. 15 Certains groupes peuvent être plus vulnérables que d'autres aux effets psychologiques de Covid-19, en particulier ceux qui souffrent de troubles de santé mentale préexistants. 13,16 Le trouble de jeu est une dépendance comportementale qui a un impact sur environ 1% des adultes et est très comorbide avec d'autres troubles de la santé mentale, y compris les dépendances. 17 L'expérience des émotions négatives, y compris les niveaux cliniques et sous-cliniques de stress, d'anxiété et de dépression, est connu pour motiver le jeu comme une évasion émotionnelle pour certains individus et contribuer au développement et au maintien des problèmes de jeu. 18-20
Dans la présente étude, 6 hypothèses ont été spécifiées et préinscrites avec un plan d'analyse confirmatoire sur le cadre scientifique ouvert (OSF.IO / TSKDQ). Nous nous attendions à observer une diminution significative de la fréquence de jeu globale (H1) et une augmentation significative de la fréquence de jeu en ligne (H2) pendant la fermeture Covid-19 par rapport à la période précédant l'arrêt. La ligne de base plus élevée et les augmentations du temps / argent dépensées ont été supposées être associées à une détresse psychologique plus élevée (H3 / H5) et à une gravité de jeu problématique plus élevée (H4 / H6).
Les participants devaient avoir au moins 18 ans, vivre en Australie et avoir dépensé de l'argent pour jouer au cours des 12 derniers mois. Sur les 1183 qui ont commencé l'enquête, 414 ont été dépistés en raison de ne pas avoir joué au cours des 12 derniers mois (n = 14) ou retourner des réponses incomplètes (n = 400). Cela a entraîné un échantillon de 769 participants, correspondant à un taux d'achèvement de 65%. Les participants étaient âgés de 18 à 82 ans (M = 43.8, Dakota du Sud = 14.8) et étaient principalement des hommes (85.2%). Le tableau du tableau 1 1 contient un résumé des caractéristiques des participants. La plupart des participants (97.1%) parlait l'anglais à la maison. La catégorie modale de revenu des personnes brutes déclarée était de 104 000 $ AUD à 155 999 $ et la catégorie médiane déclarée était de 65 000 $ AUD à 77 999 $ pour les années civiles 2019 (estimées) et 2020 (projetées).
Caractéristiques des participants (n = 764)
| Variable | n | % |
| Sexe | ||
| Femme | 110 | 14.4 |
| Homme | 651 | 85.2 |
| Autre | 3 | 0.4 |
| État civil | ||
| Seul | 227 | 29.7 |
| Veuve | 9 | 1.2 |
| Divorcé | 29 | 3.8 |
| Séparé | 18 | 2.4 |
| Marié | 328 | 42.9 |
| De facto | 153 | 20.0 |
| Type de ménage | ||
| Personne célibataire | 140 | 18.3 |
| Famille monoparentale avec des enfants | 21 | 2.8 |
| Couple avec des enfants | 266 | 34.8 |
| Couple sans enfants | 213 | 27.9 |
| Groupe / partager le ménage | 87 | 11.4 |
| Autre | 37 | 4.8 |
| Statut indigène | ||
| Non-indigène | 741 | 97.0 |
| Aborigène | 21 | 2.8 |
| Autochtones et insulaires du détroit de Torres | 2 | 0.3 |
| Le plus haut niveau d'éducation achevé | ||
| Lycée, année 10 ou moins | 63 | 8.3 |
| Certificat I ou II | 11 | 1.4 |
| Lycée, année 11 ou 12 | 168 | 22.0 |
| Certificat III ou IV | 95 | 12.4 |
| Diplôme ou diplôme avancé | 103 | 13.5 |
| baccalauréat | 206 | 27.0 |
| Diplôme d'études supérieures ou certificat d'études supérieures | 47 | 6.2 |
| Diplôme d'études supérieures | 71 | 9.3 |
| Statut d'emploi actuel | ||
| Employé, travaillant à plein temps | 438 | 57.3 |
| Employé, travaillant à temps partiel | 65 | 8.5 |
| Job actuellement suspendu en raison de Covid-19 mais devrait reprendre après la fermeture | 79 | dix.3 |
| Sans emploi | 50 | 6.5 |
| Tâches à domicile / soignant à temps plein | 16 | 2.1 |
| À la retraite | 97 | 12.7 |
| Étudiant | 19 | 2.5 |
| Classification PGSI (M = 4.73, Dakota du Sud = 5.71) | ||
| Jeu sans problème | 177 | 23.2 |
| Jeu à faible risque | 186 | 24.3 |
| Jeu à risque modéré | 237 | 31.0 |
| Jeu problème | 164 | 21.5 |
| Classification K6 (M = 4.51, Dakota du Sud = 4.71) | ||
| Aucune ou faible détresse | 481 | 63.0 |
| Détresse modérée | 222 | 29.1 |
| Détresse sévère | 61 | 8.0 |
K6 indique un écran K6 pour la détresse psychologique; PGSI, Index de gravité du jeu problématique.
L'étude a été menée comme spécifié dans les documents de préinscription. Un échantillon de commodité a été obtenu en publiant des avis de recrutement sur les réseaux sociaux, les sites Web et par e-mail de communications avec des personnes qui ont potentiellement répondu aux critères d'éligibilité (y compris une liste de diffusion de personnes qui avaient participé à des études précédentes menées par les chercheurs). Vingt-six organisations, y compris les opérateurs de jeux de hasard et les services de soutien, ont promu l'étude pour aider au recrutement. Les avis de recrutement ont dirigé les individus vers la page d'accueil de l'enquête, hébergé sur la plate-forme d'enquête Qualtrics, qui contenait des informations sur l'étude pour obtenir le consentement éclairé. Nous avons tenté d'empêcher les réponses en double en utilisant la fonction Qualtrics qui place un cookie sur le navigateur du participant afin que l'enquête ne soit accessible qu'une seule fois. Les participants qui ont soumis une réponse complète étaient éligibles à l'entrée dans un tirage au sort pour l'un des cinq bons de cadeau de magasinage de 50 $ AUD comme remboursement pour leur temps. Le recrutement s'est produit entre le 1er au 22 mai, 2020. L'approbation éthique a été accordée par le comité d'éthique de la recherche humaine de l'Université de Sydney (numéro de protocole 2019/213).
Les participants ont signalé la fréquence de jeu et les dépenses globales de jeu (i) au cours d'un mois typique dans les 12 mois précédant la fermeture des lieux de jeu terrestres le 26 mars 2020 (ligne de base) et (ii) au cours des 30 derniers jours. La fréquence a été mesurée dans 17 catégories d'activités de jeu, différenciées sur la base du type (par exemple, EGMS, Loteries, Parers) et Mode (c'est-à-dire en ligne terrestre vs en ligne). Les réponses ont été enregistrées sur une échelle de 5 points (pas du tout = 0 jours par mois de 30 jours; 1 à 3 fois par mois = 2; une fois par semaine = 4.29; 2 à 6 fois par semaine = 17.14; quotidien = 30). Les scores des articles ont été additionnés pour donner un score de fréquence de jeu global (des valeurs possibles allant de 0 à 510 interactions par mois) et un score de fréquence de jeu en ligne (allant de 0 à 270 interactions par mois).
L'indice de gravité des jeux de hasard à 9 éléments (PGSI) est couramment utilisé pour évaluer les problèmes de jeu de l'année dernière dans la recherche en population. 21,22 participants répondent sur une échelle de 4 points (jamais = 0; presque toujours = 3). Les scores des éléments ont été additionnés pour donner un score total par lequel les participants ont été classés: jeu non-problème = 0; jeu à faible risque = 1–2; jeu à risque modéré = 3–7; Problème de jeu = 8–27.
Le K6 est un outil de dépistage de 6 éléments pour les indicateurs de détresse psychologique cliniquement pertinente. 23 Les participants répondent sur une échelle de 5 points (rien du temps = 0; tout le temps = 4) indiquer les symptômes au cours des 30 derniers jours. Les scores des éléments ont été additionnés pour donner un score total par lequel les participants ont été classés: Aucune / faible détresse = 0–4; détresse modérée = 5–12; Détresse sévère = 13–24. 24
Les questions comprenaient le sexe, l'âge, l'état matrimonial, le type de ménage, le statut de citoyenneté / résidence, le statut autochtone, la langue primaire parlée à la maison, l'éducation antérieure, le statut d'emploi et le revenu brut estimé pour les années civiles 2019 et 2020.
Le traitement et l'analyse des données ont été effectués dans RStudio à l'aide de packages Ridyverse R. 25–27 L'examen des données pour les valeurs aberrantes a montré quatre cas signalant des dépenses mensuelles de jeu de 1 000 000 $ AUD, et un cas signalant le score de fréquence de jeu maximum possible au départ et le score minimum possible pendant l'arrêt. Ces 5 cas ont été exclus, ce qui a entraîné un échantillon final de 764 réponses pour l'analyse.
H1 et H2 ont été testés à l'aide de tests de rang signé de Wilcoxon appariés. Pour tester H3 à H6, nous avions prévu d'effectuer une série de 4 régressions linéaires multiples, spécifiant la base de référence et les changements dans la fréquence / dépense globale de jeu en tant que prédicteurs, et le score PGSI / K6 comme variable de résultat. Cependant, à la suite des commentaires des examinateurs, nous nous sommes écartés de notre plan d'analyse pré-creux en testant H3 à H6 en utilisant des tests d'association. La corrélation d'ordre de rang de Spearman a été utilisée pour les associations entre les variables ordinales / continues, les corrélations ponctuelles pour les associations entre les variables dichotomiques et continues, et le coefficient de PHI pour les associations entre les variables dichotomiques. Les résultats relatifs aux modèles linéaires préinscrits sont contenus dans les matériaux supplémentaires. Les changements dans la fréquence / dépense globale du jeu ont été calculées comme le score de différence entre les 2 points de temps, où les scores de différence positive sont liés à l'augmentation de la fréquence / des dépenses de jeu. Les variables de participation au jeu ont été transformées en utilisant la fonction log1p (x), qui calcule le log (1 + x), pour réduire l'influence des valeurs aberrantes et l'asymétrie et la kurtosis de la distribution. Les augmentations (diminutions) de la fréquence / dépense de jeu globale / en ligne ont été calculées à mesure que le changement de journal en fréquence / dépenses de jeu globale / en ligne étant plus importants (moins) que zéro. La correction de Bonferroni a entraîné un critère de coupure de P = 0.005 pour chacun des dix tests de confirmation (1 chacun pour H1 et H2, et 2 chacun pour H3 - H6).
Une analyse exploratoire a été menée pour examiner les facteurs prédits augmentent / diminutions de la fréquence de jeu globale / en ligne de la ligne de base à l'arrêt (modèles 1 à 4). La modélisation a été réalisée pour examiner les augmentations et diminue séparément en raison de l'inclusion des cas sans changement entre les points de temps. Pour atténuer les résultats parasites, un sous-ensemble de 200 réponses sélectionnées au hasard a été utilisée pour identifier les prédicteurs potentiels, qui ont ensuite été testés sur le sous-ensemble restant de 564 réponses. Les prédicteurs suivants ont été entrés dans des modèles de régression logistique: âge (continu), PGSI (catégoriel), jeu EGM de base régulier (dichotomique), paris de course terrestre / en ligne réguliers (dichotomiques), bas de base régulière / basé sur le terrain / bas Les paris sportifs en ligne (dichotomiques) et les jeux de loterie terrestres / en ligne réguliers (dichotomiques). Le jeu régulier a été défini comme une participation hebdomadaire au moins.
Quatre-vingt-quinze pour cent des participants ont déclaré avoir joué en ligne et 82.5% ayant joué dans des lieux terrestres avant la fermeture. La plupart des participants (85.2%) ont déclaré jouer régulièrement de jeu (c'est-à-dire au moins chaque semaine) avant l'arrêt: 78.1% ont joué régulièrement en ligne et 48.3% ont joué régulièrement dans des lieux terrestres. Pendant l'arrêt du lieu, 74.2% des participants ont déclaré avoir joué régulièrement le jeu dans l'ensemble: 72.8% ont joué régulièrement en ligne et 13.7% engagés dans des options terrestres restantes disponibles (c.-à-d. Median a déclaré que les dépenses mensuelles de jeu ont diminué de la ligne de base (450 $ AUD) à l'arrêt (200 $ AUD).
Figure Figure 1 1 est un tracé en mosaïque illustrant les changements de niveau individuel dans la fréquence de jeu par type d'activité. La hauteur de chaque barre représente la prévalence relative de ce groupe dans l'échantillon global. La plupart des participants ont déclaré avoir maintenu leurs modèles de paris de course en ligne habituels, beaucoup ont réduit leurs paris sportifs en ligne, et certains ont commencé à parier sur les sports esports et les événements non sportifs en ligne pour la première fois. La plupart des participants ont déclaré réduire ou maintenir leur fréquence habituelle de participation aux loteries.
Plot mosaïque des changements de fréquence de jeu par type d'activité. La hauteur de chaque barre représente la prévalence relative de ce groupe dans l'échantillon global. Les activités de jeu terrestre (par exemple, les machines de jeu électronique) qui ont été forcées de fermer pendant la fermeture ne sont pas montrées. Les paris de course en ligne se réfèrent aux paris sur des courses de chevaux ou de chiens en ligne. Les paris sportifs en ligne se réfèrent aux paris sur les sports (à l'exclusion des eSports) en ligne. Les loteries terrestres incluent des billets à gratter instantanés. Les paris non sportifs en ligne se réfèrent aux paris sur des événements non portables, tels que des événements politiques ou météorologiques, en ligne. Les jeux de casino en ligne se réfèrent aux jeux de table de casino (par exemple, blackjack, roulette), machines de poker / slots, billets à gratter instantanés ou bingo en ligne. Les paris privés se réfèrent aux paris pour de l'argent réel avec des amis et la famille.
Quatre participants sur 5 (79.1%) ont signalé une diminution de la fréquence de jeu globale de la ligne de base à la fermeture, tandis que 13.6% ont signalé des augmentations. Dans le sous-ensemble de ceux qui rapportent une augmentation de la fréquence de jeu globale (n = 104), les participants étaient âgés de 20 à 80 ans (M = 40.6, Dakota du Sud = 13.9) et étaient principalement des hommes (86.5%). Environ 1 sur 7 (15.4%) ont été classés comme ayant des problèmes de jeu et 40.4% comme engageant un jeu à risque modéré. Douze pour cent ont déclaré des scores K6 associés à une détresse grave et 32.7% avec une détresse modérée.
Plus de la moitié des participants (55.1%) ont déclaré une diminution de la fréquence de jeu en ligne de la ligne de base à la fermeture, tandis que 21.1% ont signalé des augmentations. Dans le sous-ensemble de ceux qui signalent une fréquence de jeu en ligne accrue (n = 161), les participants étaient âgés de 18 à 80 ans (M = 41.0, Dakota du Sud = 13.6) et étaient principalement des hommes (87.0%). Environ 1 sur 4 (23.6%) ont été classés comme ayant des problèmes de jeu et 34.8% comme engageant un jeu à risque modéré. Treize pour cent ont déclaré des scores K6 associés à une détresse grave et 31.1% avec une détresse modérée.
À l'appui de H1, une diminution médiane significative du score de fréquence de jeu global de 11.71 interactions par mois (intervalles de confiance à 95% [IC] [–13.43, –10.57]) a été observé de la ligne de base à la fermeture, V = 31 003, P < 0.001. Contrary to the expected increase in online gambling frequency (H2), the data showed a significant median decrease of 4.14 interactions per month (95% CI [–5.29, –3.14]), V = 50 791, P < 0.001.
Tableau Tableau 2 2 Contient une matrice de corrélation pour les variables clés d'intérêt. Il n'y avait aucune preuve d'associations entre la détresse psychologique et la base de référence ou l'augmentation de la fréquence / des dépenses de jeu (tous PS> 0.05), ce qui signifie que H3 et H5 n'étaient pas pris en charge. La gravité du jeu problématique plus élevée était significativement associée à une fréquence de jeu de base plus élevée (rs = .25, P < 0.001) and higher baseline gambling expenditure (rs = .43, P < 0.001). However, there was no evidence for association between problem gambling severity and increases in gambling frequency (rPB = -.04, P = 0.286) ou augmentation des dépenses (rPB = .04, P = 0.215). H4 et H6 n'ont donc été pris en charge que partiellement.
Matrice de corrélation pour les variables clés (n = 764)
| Variable | 1. | 2. | 3. | 4. | 5. | 6. | 7. | 8. | 9. | dix. |
| 1. Journal de la fréquence de jeu globale (ligne de base) | - | |||||||||
| 2. Journal de la fréquence de jeu globale (arrêt) | 0.66 ‡ | - | ||||||||
| 3. Changement de journal dans la fréquence de jeu globale | –0.12 ‡ | 0.59 ‡ | - | |||||||
| 4. Augmentation de la fréquence de jeu globale | –0.16 ‡ | 0.27 ‡ | 0.50 ‡ | - | ||||||
| 5. Dépenses de jeu en journal (ligne de base) | 0.46 ‡ | 0.29 ‡ | –0.05 | –0.07 ∗ | - | |||||
| 6. Dépenses de jeu en journal (arrêt) | 0.47 ‡ | 0.63 ‡ | 0.37 ‡ | 0.13 ‡ | 0.64 ‡ | - | ||||
| 7. Changement de journal dans les dépenses de jeu | 0.12 ‡ | 0.49 ‡ | 0.54 ‡ | 0.22 ‡ | –0.18 ‡ | 0.53 ‡ | - | |||
| 8. Augmentation des dépenses globales de jeu | 0.05 | 0.28 ‡ | 0.31 ‡ | 0.24 ‡ | –0.13 ‡ | 0.26 ‡ | 0.43 ‡ | - | ||
| 9. Gravité de jeu problématique | 0.25 ‡ | 0.11 † | –0.09 ∗ | –0.04 | 0.43 ‡ | 0.21 ‡ | –0.09 ∗ | 0.04 | - | |
| dix. La détresse psychologique | –0.05 | –0.05 | –0.04 | 0.06 | 0.00 | –0.07 | –0.09 ∗ | 0.01 | 0.33 ‡ | - |
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