Akademin för hälsa, vård och välfärd. Avdelning för psykologi.
Demografiska variablers och personlighetens
betydelse för spel om pengar
Christian Pettersson & Niklas Åsberg
Kandidatuppsats i Psykologi, VT19 Kurskod: PSA122
Program: Beteendevetenskapliga programmet Handledare: Jacek Hochwälder
Demografiska variablers och personlighetens betydelse för spel om
pengar
Christian Pettersson & Niklas Åsberg
Studien undersökte hur de tre demografiska variablerna kön, ålder och civilstatus samt de fem grundläggande personlighetsdimensionerna extraversion, vänlighet, samvetsgrannhet, neuroticism och öppenhet relaterar till spel om pengar samt att börja spela i tidig ålder. Detta gjordes utifrån fem frågeställningar. 163 personer besvarade en enkät. Materialet undersöktes genom att utföra Pearson korrelationskofficienter samt t-test. Slutsatserna som drogs i studien var att män spelar mer samt börjar spela tidigare än kvinnor. Personligheten har ej någon påverkan på spel om pengar. Däremot fungerar samvetsgrannhet som en skyddsfaktor mot att börja spela om pengar i tidig ålder. Det noterades även att spel om pengar i tidig ålder är en riskfaktor för att utveckla ett problematiskt spelande. Studien påvisade en skillnad i personlighetsdimensionerna, där kvinnor har högre grad av neuroticism än män. Slutligen noterades det att 7% av respondenterna i studien har ett problematiska spelande, vilket är i linje med tidigare forskning.
Keywords: demographic variables, big five model, protective factors, risk factors, gambling, problematic gambling
Inledning
Är det personligheten som gör att vissa personer kan hantera situationer och händelser bättre än andra? Varför börjar vissa spela om pengar medan andra inte gör det? Personligheten är det som bidrar till att varje individ är unik. Personligheten är en bidragande orsak till de val vi gör och på vilket sätt vi hanterar de situationer vi ställs inför. En ökad kunskap kring personlighetens påverkan på olika faktorer ger flera möjligheter att kunna jobba förebyggande mot problem. Att veta vilka personlighetsdimensioner som påverkar individer i olika situationer gör att det går att förutse vilka personer som kan befinna sig i riskzoner för att utveckla ett problematiskt beteende. För att få kunskap om personlighet finns det flera olika personlighetsteorier man kan använda sig av. En teori som är allmänt accepterad av olika forskare är femfaktormodellen (Big five modellen).
Femfaktormodellen (Big five modellen)
Femfaktormodellen består av fem grundläggande personlighetsdimensioner. De fem dimensionerna är: extraversion, vänlighet, samvetsgrannhet, neuroticism och öppenhet. Den första dimensionen extraversion handlar om i hur hög grad individer trivs och söker sig till sociala relationer och situationer. En extrovert person är social, optimistisk, utåtriktad och gillar att stå i
centrum. En person med låga värden av extraversion är introvert. Den personen är tillbakadragen, tystlåten, reserverad och har inte samma behov av att stå i centrum och att ha sociala interaktioner.
Vänlighet (aggreeableness) handlar om graden av empati och sympati hos individen. En individ
med höga värden är vänlig, sympatisk, godhjärtad, lättrogen, förlåtande och vill andra väl. Å andra sidan ses en individ med låga värden som ovänlig, osympatisk, kall, cynisk, beräknande och manipulativ. Samvetsgrannhet (Conscientiousness) är hur målmedveten individen är och även förmågan att planera kort- och långsiktigt. En individ med höga värden är organiserad, pålitlig, punktlig, ambitiös och arbetar hårt. Längst ner på skalan befinner sig begrepp som lat, opålitlig, oförmögen att planera och oorganiserad. Neuroticism är graden av att kunna kontrollera och hantera sina känslor. Högst upp på skalan befinner sig individer som är emotionellt instabila, osäkra, inte klarar av att hantera stress, ängsliga och ofta nervösa. Individer med låga värden är emotionellt stabila, stresståliga, lugna och trygga i sig själva. Öppenhet (openness) berör graden av nyfikenhet och öppenhet för nya intryck och lärdomar. Individen som får höga värden på denna skala är nyfiken, kreativ, originell, brett intressespann och har en livlig fantasi. På andra sidan skalan finns individen som är sedvanlig, har få intressen, inte artistisk och gillar att göra som den alltid har gjort (Hochwälder, 2006; Lohelin, McCrae, Costa & John, 1998; Zakrisson, 2010).
I tidig ålder är dessa fem grundläggande dimensioner flytande och påverkbara. Det är först när individen kommit upp i 30 års ålder som dimensionerna stabiliserar sig, dock är de fortfarande instabila och kan påverkas. Dimensionerna stabiliseras sedan med åldern och blir stabilare ju äldre individen blir (Brandt et al., 2018; Wagner, Lüdtke & Robitzsch, 2019). I tidig ålder går det inte att urskilja skillnader i femfaktordimensionerna mellan män och kvinnor. Det är först från 6 års ålder det går att se vissa skillnader. Därefter stabiliserar sig dimensionerna och skillnaderna mellan män och kvinnor blir mer påtagliga (De Haan, De Pauw, Van den Akker, Dekovic & Prinizie, 2017). Skillnaderna mellan män och kvinnor på de fem dimensionerna varierar beroende på kultur. Den enda skillnaden som är genomgående i alla kulturer är att kvinnor har högre värden av neuroticism än män (Lehman, Allemand, Denissen & Penke., 2013; Schmitt, Realo, Voracek & Allik, 2008). I de flesta kulturer har kvinnor även högre värden av vänlighet än män (Schmitt et al., 2008). När det kommer till civilstatus är det endast två dimensioner som det finns en skillnad i mellan de individer som befinner sig i ett förhållande och de som är singlar. Personer som är i ett förhållande har högre värden i samvetsgrannhet än personer som inte är i ett förhållande. De har även lägre värden av öppenhet än personer som inte befinner sig i ett förhållande (Denissen, Luhmann, Chung & Bleidorn, 2019). Personer som har höga värden i samvetsgrannhet känner en större lycka i sina förhållanden medan personer med höga värden i neuroticism känner mindre lycka i sina förhållanden (O´Meara & South, 2019).
Skydds- och Riskfaktorer kopplat till personlighetsdimensionerna
De olika personlighetsdimensionerna kan ses som både skydds- eller riskfaktorer beroende på vilken situation individen ställs inför. Beroende på om individen har höga eller låga värden i någon dimension kommer de kunna handskas med situationen på olika sätt. Exempelvis kan höga värden av neuroticism vara positivt korrelerade med diverse olika psykiska symptom så som t.ex. ångest, sömnproblem och depression (Hochwälder, 2009). Individer med höga värden av neuroticism tenderar även att lida av stress i större utsträckning än individer som har låga värden av neuroticism (Hasel, Besharat, Abdolhoseini, Nasab & Niknam, 2013). Individer som har självmordstankar tenderar att ha höga värden av neuroticism och öppenhet, medan individer med höga värden av
extraversion och samvetsgrannhet lider mindre risk för självmordstankar (Blüml et al., 2013). Höga värden av vänlighet och samvetsgrannhet fungerar som en skyddsfaktor för att föräldrar inte ska bli utbrända, medan neuroticism är en riskfaktor. Föräldrar som kan planera och kontrollera sina känslor och tankar vid påfrestningarna som uppkommer som förälder tenderar att i mindre grad bli utbrända (Le Vigouroux, Scola, Raes, Mikolajczak & Roskam, 2017). Även vid olika typer av jobbrelaterad utbrändhet speciellt emotionell utmattning är ofta neuroticism en bidragande faktor (Hochwälder, 2006). Personer som har kunskap och kan tillämpa copingstrategier, vilket är bra för att hantera olika problem i vardagen tenderar att ha högre värden av öppenhet (Reardon, Wang, Neighbors & Tackett, 2019). Samvetsgrannhet är en skyddsfaktor mot att ha oskyddat samlag, då individer som hamnar högt på skalan för samvetsgrannhet i högre grad använder kondom (Hagger-Johnson, Bewick, Conner, O´Conner & Shickle, 2011). Därför bör även personligheten ha en påverkan på vilka som spelar om pengar och vilka som kan utveckla ett problematiskt spelande. Då personligheten kan fungera båda som risk- och skyddsfaktorer i andra sammanhang som liknar fenomenet spel om pengar. Kunskap och förståelse kring vad som bidrar samt vilka som ligger i riskzoner för att utveckla problematiskt spelande kan bidra till att förhindra att ett problem uppstår innan det börjat.
Spel om pengar
Spel om pengar är ett fenomen som har ökat markant det senaste årtionde. 4,2% av Sveriges befolkning har någon typ av spelproblem (Folkhälsomyndigheten, 2019), detta går att jämföra med hur det var i mitten på 2000-talet då 2,4% av världens befolkning hade spelproblem (Stucki & Rihs-Middel, 2007). Det finns flera olika spelsätt, exempelvis går det att spela via nätet vilket har gjort att det blir lättillgängligt och bekvämt för det går att spela hemifrån (Columb & O´Gara, 2017). Spel om pengar är ett problem i det moderna samhället (Folkhälsomyndigheten, 2019; Fröberg, Hallqvist & Tengström, 2012; Mishra, Lalumiére, Morgan & Williams, 2011). Tydligare kunskaper kring vad som påverkar och vilka som befinner sig i riskzonen för detta problem gör att det går att se tidigt vilka som är i behov av hjälp. Om ett problem upptäckts tidigare är det lättare att bekämpa och det kommer krävs mindre resurser.
Män tenderar att ha ett mer problematiskt spelande än kvinnor (Brunborg, Hanss, Mentzoni, Molde & Pallesen, 2016). I yngre åldrar (15–30) är det fler män än kvinnor som spelar om pengar. Kvinnor över 30 års ålder spelar mer, dock är inte skillnaden mellan könen lika stor som i yngre åldrar (Afifi, Cox, Martens, Sareen & Enns, 2010). Män och kvinnor upplever olika känslor för sitt spelande. Kvinnor upplever en större skam kring sitt spelande medan män inte ser sig själva som problemet utan lägger skulden på utomliggande faktorer. Kvinnor är mer benägna att söka och acceptera hjälp för sitt problematiska spelande (Kushnir, Godinho, Hodgins, Heandershot & Cunningham, 2015). Det finns även skillnader mellan personer i relationer, singlar spelar mer än de personer som har ett förhållande (Folkhälsomyndigheten, 2019).
Ett problematiskt spelande kan leda till andra sociala problem. Individer som är i behov av pengar för att kunna tillfredsställa sitt behov av spelande kan i vissa fall hamna i kriminalitet (Brunelle et al., 2012). Enligt Fröberg et al. (2012) tenderar individer med ett problematisk spelande även att ha en högre konsumtion av alkohol. Individer som har börjat spela om pengar innan laglig ålder (18 år) kan stegvis utveckla ett problematiskt spelande (Afifi et al., 2010; Mann et al., 2017). Däremot visar tidigare forskning att individer som börjar spela om pengar tidigt, innan laglig ålder (18 år), inte nödvändigtvis kommer utveckla ett problematiskt spelande. De
forskarna hittade bevis på var att i vissa fall kunde en individ gå från att inte ha några spelproblem till ett spelberoende på en relativt kort tid, när individen utsattes för en livskris. Därav menar de att antagandena om att ett problematiskt spelande alltid växer fram bör omvärderas och se att situationen har en större påverkan (Shaffer & Hall. 2002).
Det finns olika faktorer som kan påverka individer att få ett problematiskt spelande. Den socioekonomiska statusen, utbildningsnivå och även vilket civilstånd individen har (Afifi et al., 2010). Depression och missnöje med sitt privatliv skapar ett negativt spelbeteende (Shaffer & Hall, 2002). En annan riskfaktor är känslan av socialt sammanhang vid spel, att individer spelar för att de känner att de måste spela om pengar för att vara en del av gruppen (Barrada et al., 2019). Även personligheten har en påverkan, det är dock fortfarande svårt att avgöra exakt hur viktig roll personligheten har vid uppkomsten av ett problematiskt spelande (Brunborg et al., 2016).
Personlighet kopplat till spel om pengar
Det har tidigare gjorts studier där femfaktormodellen har kopplats ihop med spel om pengar (Brunborg et al., 2016; Mann et al., 2017; Mishra et al., 2011). Studierna har visat att det finns samband mellan neuroticism och samvetsgrannhet med spel om pengar. Individer som har höga värden på neuroticism tenderar att ha ett mer problematiskt spelande. De som fick låga värden av samvetsgrannhet påvisade också ett problematiskt spelande. Det finns även vissa tendenser att låga värden av vänlighet är en bidragande faktor till utveckla ett problematiskt spelande. Det är dock inte lika väldokumenterat som neuroticism och samvetsgrannhets påverkan (Brunborg et al., 2016; Mann et al., 2017). Individer med höga värden på neuroticism kan ha svårt att hantera sina känslor. Individer som har låga värden av samvetsgrannhet har svårt att planera och stå emot impulser (Hochwälder, 2006). Att inte kunna hantera sina känslor och inte kunna stå emot impulser kan leda till ett högre och mer riskabelt spelande (Brunborg et al., 2016; Mishra et al., 2011). Neuroticism är även en riskfaktor till att utveckla olika psykiska problem som skulle kunna skapa olika livskriser som att bli utbränd eller deprimerad (Hochwälder, 2009). Dessa situationer kan påverka individer att börja spela om pengar eller att öka sitt spelande, speciellt depression kan vara en faktor till att utveckla ett problematiskt spelande (Shaffer & Hall. 2002). Känsligheten för belöning och bestraffning är även det kopplat till att utveckla spelvanor som är riskabla. Denna känslighet är något som är medfött (Barrada et al., 2019). Personer som har sociala motiv med sitt spelande, att de spelar för att känna sociala sammanhang med grupper eller för att passa in, har högre grad av extraversion (Reardon et al., 2019). Visserligen har vänlighet och extraversion visats ha ett samband med problematiskt spelande i vissa studier. Dessa resultat är dock inte lika genomgående som neuroticism och samvetsgrannhet (Brunborg et al., 2016). Dessa dimensioner förekommer även vid flera andra problembeteenden, då bör de även ha en påverkan vid utvecklandet av ett problematiskt spelande. Neuroticism fungerar som en riskfaktor och samvetsgrannhet som en skyddsfaktor mot att utveckla problematiskt spelande. Då neuroticism gör att man inte kan stå emot impulserna för att spela om pengar och samvetsgrannhet bidrar till att planera och se framåt och på det sättet stå emot impulserna som finns för att spela om pengar.
Det har gjorts studier på hela populationer (Brunborg et al., 2016; Mann et al., 2017) och på individer som arbetar på casinon (Shaffer & Hall. 2002). Det har tidigare gjorts studier på studenter och spel om pengar, denna studie var dock enbart riktad till manliga studenter med spelproblem (Mishra et al., 2011). Det gör att det resultatet inte går att generalisera på studenter. Vilket gör att det finns ett intresse för att se i vilken omfattning det förekommer problematiskt spelande bland studenter. Resultatet skulle kunna bidra med kunskap om vilka variabler som korrelerar med ett
problematiskt spelande. På detta sätt skulle resultatet kunna bidra med en möjlighet att jobba förebyggande mot att individer utvecklar ett problematiskt spelande. En högre utbildningsnivå fungerar som en skyddsfaktor mot att utveckla ett problematiskt spelande (Afifi et al., 2010), det bör därför vara ett mindre problematiskt spelande bland studenter.
Syfte
Studiens syfte var att undersöka hur de tre demografiska variablerna ålder, kön och civilstatus samt de fem grundläggande personlighetsdimensionerna relaterar till ett problematiska spelande, för att förstå hur dessa variabler påverkar spel om pengar. Studien utgick ifrån antagandet att studenter med höga värden av neuroticism hade en högre grad av problematiskt spelande. Studenter med höga värden av samvetsgrannhet hade en lägre grad av problematiskt spelande. Dessa två antaganden användes då tidigare forskning visat att höga värden av neuroticism är en riskfaktor och höga värden av samvetsgrannhet är en skyddsfaktor (Brunborg et al., 2016; Mann et al., 2017). Följande frågeställningar / hypoteser undersöktes:
F1. Hur relaterar de tre demografiska variablerna ålder, kön och civilstatus till problematiskt spelande?
F2. Hur relaterar de tre demografiska variablerna ålder, kön och civilstatus till hur tidigt man börjar spela om pengar?
F3. Hur relaterar personlighet till problematiskt spelande?
H1: Ett högt värde av neuroticism påverkar individer att spela mer om pengar
H2: Ett högt värde av samvetsgrannhet påverkar individer att spela mindre om pengar
F4: Hur relaterar personlighet till hur tidigt man börjar spela om pengar?
F5. Hur relaterar personlighet till de tre demografiska variablerna ålder, kön och civilstatus?
Metod
Deltagare
Deltagarna i studien bestod av studenter från en högskola i mellersta Sverige. 168 enkäter delades ut och av dessa besvarades 163, vilket gav en svarssekvens på 97%. På grund av ett för stort partiellt bortfall utelämnades fem enkäter, vilket blir 3,1% av respondenterna. Deltagarna utgjordes således 158 respondenter, varav 37 manliga (23,4%) och 121 kvinnliga (76,6%) studenter. Den yngsta deltagaren var 19 år och den äldsta var 59 år med en medelålder på 25,15 år
och en standardavvikelse på 6,54 år. 57 personer var singlar (36,1%) och 100 var personer med förhållande (63.3) och ett partiellt bortfall på en person (0.6%).
Material
Materialet för databearbetningen samlades in genom en enkät som bestod av 67 frågor. Dessa 67 frågor var uppdelade i tre avsnitt. I det första avsnittet var fokus på att samla information om respondenternas bakgrund, detta gjordes genom att fråga om kön, ålder, civilstatus, om respondenten har utövat lagidrott efter 15-årsåldern, extra inkomstkälla utöver studierna samt om den har spelat om pengar innan laglig ålder (18 år). För de två avsnitten som följde efter bakgrundsfrågorna användes etablerade skalor.
Big five inventory (BFI). För att mäta Big Five användes John och Srivastava (1999) instrument.
Påståendena i enkäten utgjordes av det svensköversatta instrumentet av Zakrissons (2010). Det består av 44 påståenden som mäter personlighet. Svarens angavs på en fem-gradig skala med svarsalternativen: 1 (stämmer absolut inte), 2 (stämmer inte), 3 (varken stämmer eller ej), 4 (stämmer) och 5 (stämmer absolut). Exempel på påståenden var “Jag ser mig själv som någon som
är reserverad “och “Jag ser mig själv som någon som är pratsam”. Det beräknades ett
medelvärdeindex för varje dimension. Högre värden på indexet innebar högre grad av dimensionen. För att mäta reliabiliteten användes Cronbach alpha koefficienten som gav: a = 0.82 för extraversion, a = 0.73 för vänlighet, a = 0.74 för samvetsgrannhet, a = 0.83 för neuroticism och a = 0.55 för öppenhet.
The NORC Diagnostic Screen for Gambling Problems (NODS). Det tredje avsnittet bestod av
NODS (Wickwire, Burke, Brown, Parker, May, 2008) för att mäta problematiskt spelande. Skalan är översatt till svenska av Molander, Berman & Jonsson (2018). Skalan bestod av 17 frågor, svaren på varje fråga gavs i form av ett nej (=0) eller ja (=1). Frågorna (1 och 2), (8 och 9) och (14, 15 och 16) bildade grupperingar, där respondenten kunde få ett poäng. Frågorna 4, 6 och 11 gav inga poäng. Resterande frågor: 3, 5, 7, 10, 12,13 och 17 gav ett poäng vardera. Det gjorde att respondenterna kunde få 0–10 poäng. Poängen delades i fyra grupper: 0p = inga problem, 1-2p = riskabla spelvanor, 3-4p = problemspelande och 5-10p = sannolikt hasardspelsyndrom (spelberoende). Exempel på frågor var “Har du under de senaste 30 dagarna haft en period som
varat två veckor eller mer, då du ägnat mycket tid åt att tänka på tidigare spelerfarenheter eller planera framtida spelande?” och “Har du under de senaste 30 dagarna varit tvungen att be familjen eller andra om att få låna pengar för att lösa en ekonomisk krissituation som huvudsakligen uppstått på grund av ditt spelande?”. På grund av frågornas utformning går det ej
att beräkna Cronbach alpha koefficienten.
Procedur
För att få tillgång till de respondenter som deltog i studien skickades mail till föreläsare om ett godkännande att få komma och dela ut enkäterna. Åtta föreläsare gav sitt godkännande och under en tvåveckorsperiod skedde datainsamlingen. Vid varje tillfälle gavs information om studien, både
muntligt samt genom ett missivbrev som tillhörde enkäten. Informationen som gavs var syftet med studien, att den är anonym samt att det är frivilligt att delta. På missivbrevet fanns telefonnummer och mail till författarna om det skulle finnas frågor och funderingar om studien. På sju av föreläsningarna gavs utrymme att dela ut enkäterna innan föreläsningen började, på den sista föreläsningen gavs möjligheten att dela ut den i slutet av föreläsningen.
Databearbetning
Det statistiska dataprogrammet SPSS användes för att göra databearbetningen för studien. På det partiella bortfallet för femfaktorpåståendena ersattes respondenternas utelämnade svar med ett medelvärde. Sedan skapades medelvärdesindex för var och en av de fem personlighetsdimensionerna. Eftersom det var för få respondenter som fick 1–10 poäng på NODS gjordes det fyra kategorierna om till två kategorier, 0 = inga problem och 1–10 = problematiskt spelande. För att besvara frågeställning 1 beräknades Pearson korrelationskofficienter för att se om det fanns korrelation mellan de tre demografiska variablerna och spelande. För att besvara frågeställning 2 beräknades Pearson korrelationskoefficienter. Detta för att se om det fanns korrelation mellan de tre demografiska variablerna och hur tidigt man börjar spela om pengar. För att besvara frågeställning 3 beräknades först Pearson korrelationskofficienter. Därefter gjordes två t-test för oberoende mätningar, med variablerna neuroticism och samvetsgrannhet mot spelvariabeln. För att besvara frågeställning 4 beräknades Pearson korrelationskofficienter. Detta för att se om det fanns en korrelation mellan personlighet och hur tidigt man börjar spela om pengar. För att besvara frågeställning 5 beräknades Pearson korrelationskofficienter. Detta för att se om det fanns en korrelation mellan personlighet och de tre demografiska variablerna. Gränsen för signifikans sattes till p <.10.
Resultat
Beträffande frågeställning 1 som undersökte hur de tre demografiska variablerna relaterar till problematiskt spelande. Fanns det endast en signifikant korrelation mellan problematiskt spelande och kön (r = -.201, p < .05) vilket tyder på att män har ett större problematiskt spelande än kvinnor (se tabell 1).
Beträffande frågeställning 2 som undersökte hur de tre domgrafiska variablerna relaterar till hur tidigt man börjar spela om pengar. Fanns det endast en signifikant korrelation mellan kön och tidig start (r = -.188, p < .05). Detta innebär att män börjar spela om pengar tidigare än kvinnor (Se tabell 1).
Gällande frågeställning 3 som undersökte hur personligheten relaterar till problematiskt spelande, fanns det inga signifikanta samband mellan problematisk spelande och femfaktordimensionerna (se tabell 1). Det fanns ingen signifikant skillnad mellan dem som inte har några spelproblem (M = 2.87, SD = .67) och de individer som har problematiska spelvanor (M = 3.05, SD = .89) på dimensionen neuroticism, t(156) = -.864, p = .389, d =.005. Det fanns ingen signifikant skillnad mellan de som inte har några spelproblem (M = 3.75, SD = .51) och de
individer som har problematiska spelvanor (M = 3.68, SD = .44) på dimensionen samvetsgrannhet,
t(156) = -.317, p = .751, d =.0006.
Gällande frågeställning 4 som undersökte hur personligheten relaterar till hur tidigt man börjar spela om pengar. Fanns det endast en signifikant korrelation: mellan tidig start (innan 18år) med spel om pengar och samvetsgrannhet (r = -.150, p < .10). Detta innebär att de personer som har höga värden av samvetsgrannhet inte börjar spela om pengar i tidig ålder (se tabell 1).
Beträffande frågeställning 5 som undersökte hur personlighet relaterar till de tre demografiska variablerna. Fanns det endast en signifikant korrelation: mellan kön och neuroticism (r = .278, p < .01) det innebär att kvinnor är mer neurotiska än män (se tabell 1).
I övrigt visade problematiska spelande på en signifikant korrelation med en tidig start i spel om pengar (r = .142, p < .10), vilket innebär att individer som börjar spela om pengar tidigt har större chans att utveckla ett problematisk spelande. Slutligen noterades att 7% av de 158 respondenterna hade ett problematiska spelande (se tabell 1).
Tabell 1. Pearsons produkt – moment korrelationkoffecient samt medelvärden och standardavvikelser för studiens variabler Variabel M SD 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1. Ålder 25.15 6.54 - 2. Könb 23.4 / 76.6f iaa .01 - 3. civilstatusc 36.1 / 63.3f iaa .21*** .16* - 4. Tidig startd 76.6 / 23.4f iaa .12 -.19** -.03 - 5. PSe 93.0 / 7.0f iaa -.06 -.20** -.02 .14* - 6. Extraversion 3.38 .63 -.04 .06 -.05 -.10 .09 - 7. Vänlighet 3.93 .48 -.06 .06 -.03 -.06 -.12 .17** - 8. Samvetsgrannhet 3.74 .51 -.08 .12 .00 -.15* -.03 .10 .37*** - 9. Neuroticism 2.89 .68 -.12 .28*** .12 .01 .07 -.15* -.35*** -.25*** - 10. Öppenhet 3.39 .49 .04 -.11 .11 .02 .03 .28*** .07 -.12 .00 -
Not. N=158. Not. PS = Problematiskt spelande. *p < .10, **p < .05, ***p < .01. Two tailed test. aia: Icke applicerbart.
bKön: Män (=0) / Kvinnor (=1).
ccivilstatus: Singlar (=0) / Förhållande (=1). dTidig start: Nej (=0) / Ja (=1).
eProblematisk spelande: Nej (=0) / Ja (=1). fProcentenheter
Diskussion
Studiens syfte var att undersöka hur de tre demografiska variablerna ålder, kön och civilstatus samt de fem grundläggande personlighetsdimensionerna relaterar till spel om pengar. Det skedde utifrån fem frågeställningar. Den första frågeställningen gällde hur de tre demografiska variablerna ålder, kön och civilstatus relaterar till problematisk spelande. Resultatet visade att det fanns en signifikant korrelation mellan kön och problematiska spelande, män har ett större problematiska spelande. Det är något som får visst stöd av Brunborg et al. (2016), där samma resultat rapporteras. Det stödjer även Afifi et al. (2010) som visar att män i yngre åldrar (15–30) spelar mer än kvinnor. Resultatet stärker dessa tankar eftersom genomsnittsåldern är 25,15 år för denna studie.
Den andra frågeställningen, hur relaterar de tre demografiska variablerna ålder, kön och civilstatus till hur tidigt man börjar spela om pengar. Den frågan visade på en signifikant korrelation mellan kön och tidig start. Detta innebär att män börjar spela om pengar tidigare än kvinnor. Denna studie räknade tidig ålder som innan 18 års ålder det gör att studien delvis kan stärka Afifi et al. (2010), eftersom de använde sig av åldersspannet 15-30år som tidig ålder. Det som Afifi et al. (2010) däremot kan stärka är att unga män spelar mer om pengar än vad kvinnor gör.
Beträffande den tredje frågeställningen hur personlighet relaterar till problematiskt spelande fanns det inga signifikanta samband att rapportera. Vilket innebär att ingen av hypoteserna fick stöd. Det skulle kunna gå och förklara genom det låga antalet individer i studien och att grupperna var ojämnt fördelade. Resultatet visar samma tendens som Brunborg et al. (2016) och Mann et al. (2017) rapporterade i sina studier. Även om resultatet i den här studien inte är signifikant skulle resultatet troligtvis bli starkare och kanske även signifikant om det var ett större antal individer i studien och bättre fördelning mellan de olika grupperna.
Den fjärde frågeställningen hur relaterar personlighet till hur tidigt man börjar spela om pengar, visade en signifikant korrelation mellan personer som har höga värden av samvetsgrannhet inte börjar spela om pengar i tidig ålder. Det finns ingen tidigare forskning som visar att höga värden av samvetsgrannhet ska vara ett skydd mot att börja spela om pengar i tidig ålder. Det är något som skulle kunna gå att utforska djupare i framtida forskning. Däremot finns det forskning som visar att höga värden av samvetsgrannhet ska vara en skyddsfaktor mot att utveckla ett problematisk spelande (Brunborg et al., 2016; Mann et al., 2017). Det fanns en signifikant korrelation mellan problematiskt spelande och en tidig start i spel om pengar, vilket innebär att individer som börjar spela om pengar tidigt har större chans att utveckla ett problematisk spelande. Detta stämmer överens med vad Afifi et al. (2010) och Mann et al. (2017) visar i sina studier, att ett problematiskt spelande tenderar att öka gradvis. Vilket innebär att individer som börjar spela om pengar tidigt riskerar i högre grad att utveckla ett problematiskt spelande senare i livet. Resultatet går dock emot det Shaffer och Hall (2002) rapporterade i sin studie, att ett problematiskt spelande inte nödvändigtvis ökar gradvis utan det kan uppkomma i samband med livskriser. Kopplas korrelationen mellan samvetsgrannhet och tidig start med spel om pengar ihop med korrelationen mellan problematiskt spelande och tidig start med spel om pengar, skulle resultatet kunna tolkas som att samvetsgrannhet är en skyddsfaktor mot att utveckla problematiskt spelande. Det eftersom samvetsgrannhet är en skyddsfaktor mot att börja spela om pengar tidigt och att börja spela om pengar tidigt är en riskfaktor för att utveckla ett problematiskt spelande. Dessa tankar får visst stöd av den tidigare forskningen av Brunborg et al. (2016) och Mann et al. (2017).
Den femte frågeställningen gällde personligheten i relation till ålder, kön och civilstatus. Resultatet i studien visade att det fanns ett signifikant samband mellan kön och neuroticism, då
kvinnor tenderade att ha högre värden av neuroticism än män. Det är något som stämmer överens med det Schmitt et al. (2008) och Lehman et al. (2013) rapporterar i sin studie. Det innebär att kvinnor i högre grad är emotionellt instabila, osäkra och har svårt att hantera stress. Vad det kan bero besvarar ej denna studie, det går endast att göra tolkningar. Det skulle kunna vara samhällets påverkan, sociala medier eller något medfött.
Slutligen noterades att det var 7% som hade problematiska spelvanor vilket är i linje med, men lite över det som folkhälsomyndigheten (2019) rapporterade som är 4,2%. Den är högre än det som Stucki och Rihs-Middel (2007) rapporterade i deras studie vilket var 2,4%. Det kan ses som anmärkningsvärt att denna studie fick 7% med problematiska spelvanor då studien enbart utfördes på studenter. Afifi et al. (2010) menar att utbildningsnivå är en skyddsfaktor mot att utveckla problematiska spelvanor, det är något som går tvärtemot denna studie. Då enligt Afifi et al. (2010) bör antalet med problematiskt spelande vara lägre än det genomsnittliga, vilket är 4,2 i Sverige, eftersom studien enbart är på studenter. Det bör diskuteras att kraven för att börja studera kanske inte är lika höga som det engång har varit. Nu mera är det en norm att studera vidare efter gymnasieutbildningen, vilket gör att individer kanske inte nödvändigtvis måste vara mer målmedvetna eller ha högre grad av samvetsgrannhet. Åldern skulle kunna vara en bidragande faktor till det ökade problematiska spelandet bland studenterna. Då det i högre grad är individer som är i starten av sina vuxna liv som studerar. Då yngre individer i högre grad spelar om pengar kan det vara en av förklaringarna till att det var 7% som hade problematiska spelvanor. Ytterligare en anledning till att det var 7% som rapporterade problematiska spelvanor kan vara att många flyttar hemifrån för första gången och får själva bestämma. Det ökade ansvaret kan vara för mycket för en del individer som inte kan hantera spelandet om pengar, och genom det utveckla ett problematiska spelande.
Svagheter och styrkor
En svaghet med studien är deltagarantalet. Då tidigare forskning gjorts på större deltagargrupper (Brunborg et al., 2016; Mann et al., 2017) har de fått signifikanta resultat. De är något som borde ha ägnats en tanke åt innan studiens start, då det på förhand var givet att det inte skulle gå att få samma mängd respondenter. Detta eftersom tidigare studier som gjorts om spel om pengar har ungefär samma procentsats, runt 5% av individer som har ett problematiskt spelande (Brunborg et al., 2016; Folkhälsomyndigheten, 2019). Dessa resultat borde ha lett till att det ägnats en tanke kring att denna studie troligtvis kommer få liknande procentsats av problematiskt spelande. Eftersom utgångspunkten för denna studie var ett urval på ungefär 150 personer bör det ha funnits en förståelse att denna studie skulle vara problematisk att utföra då 5% av 150 personer är en liten grupp. Eftersom förutsättningarna för uppsatsskrivande är tidsbegränsat, små grupper och begränsad variation i deltagare. Bör det på förhand ha funnits en förståelse att denna grupp skulle bli för liten för att ge signifikanta resultat. Problematiskt spelande blev då ingen kontinuerlig variabel utan var tvungen att kodas som en klassvariabel. Det gjorde då att exempelvis regressionsanalysen ej var möjlig att utföra i studien. Mishra et al. (2011) lyckades trots lågt deltagarantal utföra regressionsanalyser och få signifikanta resultat. Anledningen till att de fick signifikanta resultat var att det gick ut med information innan att de sökte män som hade spelproblem, sen fick individerna själva uppsöka studien för att delta. Det gör att deras urvalsgrupp blir missvisande mot hur det generellt ser ut då 63% av deltagarna hade problematiska spelvanor. Eftersom denna studie riktar sig mot alla studenter går den ej att jämföra med Mishra
et al. (2011) studie. Även fast NODS (Wickwire et al., 2008) skalan är etablerad och allmänt accepterad finns svagheter i att använda den. Frågorna fångade inte upp individer som spelade om pengar utan att ha problematiska spelvanor. De gjorde att studien blev lidande då skalan med dessa 17 frågor är i behov av ett stort urval. I dessa klassvariabler var det elva respondenter (7%) som hade ett problematiskt spelande mot 147 respondenter som inte hade ett problematiskt spelande. Den stora differensen i dessa två grupper hade en påverkan på att resultatet ej blev signifikant. För framtida forskning inom ämnet bör det undersökas mer om det finns en bättre skala att använda. Ifall det inte skulle finns är det något som bör utvecklas för att bättre kunna undersöka spel om pengar och dess problematik. Det finns ett intresse i det eftersom spel om pengar är ett problem i det moderna samhället (Folkhälsomyndigheten, 2019; Fröberg et al., 2012; Mishra et al., 2011). Genom bättre kunskap om spel om pengar och dess problematik kunna fånga de individer som har problem och jobba förebyggande för att hjälpa dem då det är ett problem i samhället. Resultaten tenderar att gå åt den riktning som forskningen visar men troligtvis på grund av det låga deltagarantalet blev ej resultatet signifikant. Studien hade förutom lågt deltagarantal en stor köndifferens. Studien dominerades av kvinnliga studenter, då 121 (76,6%) av 158 var kvinnor, det är dock något som är vanligt på högskolor och universitet. Ytterligare en svaghet i studien var att respondenterna diskuterade sina svar med varandra när de fyllde i enkäten. Det går att tänka att individerna inte är villiga att fylla i ja på frågorna gällande spel om pengar då dessa frågor kan vara känsliga. Eftersom det exempelvis kan vara jobbigt att svara ja på att man har behövt låna pengar av någon närstående för sitt spelande. Det kan vara något respondenten inte vill att sina kurskamrater ska få vetskap om. För framtida undersökningar inom samma ämne skulle det vara till fördel att ha tydligare instruktioner om att besvara enkäterna enskilt.
Cronbach alpha värdet på öppenhet var a = .55 det är under den accepterade gränsen på a = .70. Detta innebär att reliabiliteten på öppenhetsdimensionen inte blir tillförlitlig. Däremot om fråga 41 hade plockats bort skulle Cronbach alpha värdet vara a = .80 vilket är över den accepterade gränsen. Frågan plockades inte bort på grund av att big five inventory (John & Srivastava, 1999) är en etablerad skala för att mäta personlighet. Skulle en fråga plockats bort skulle skalan inte längre vara samma skala utan den skulle vara influerad av andra. Därav gjordes valet att använda den skala som är utformad av etablerade forskare. Det är endast högskolestudenter i denna studie. Därför kan resultatet endast generaliseras till denna grupp och ej till andra grupper.
En styrka med studien är att den använder sig av allmänt accepterade skalor för både personlighet (John & Srivastava, 1999) och spel om pengar (Wickwire et al., 2008). Det gör att reliabiliteten i studien är stark vilket gör att resultatet blir trovärdigt. En annan styrka med studien är det låga partiella bortfallet på 3,1%. Ytterligare en styrka är att av 168 utdelade enkäter besvarades 163, vilket ger en svarsekvensen på 97%. Detta stärker trovärdigheten i studien då de flesta förstod påståendena/frågorna och besvarade enkäten. Som tidigare nämnt i diskussionen har denna studie liknande andel i procent av respondenter som har problematiska spelvanor. Det är något som stödjer studien då det visar att den följer tidigare rapporterade resultat vad gäller problematiskt spelande. Detta är något som pekar på att denna studie inte är helt fel ute trots att frågeställningen gällande problematiska spelande inte fick några signifikanta resultat.
Slutsatser
Den demografiska variabeln kön visar på en skillnad i spel om pengar, då män både tenderar att spela om pengar i högre grad samt börjar tidigare än kvinnor. Kön visade även på en korrelation i en personlighetsdimension, där kvinnor hade högre värde av neuroticism än män. Personlighetsdimensionerna visade inte på någon skillnad i spel om pengar, däremot var samvetsgrannhet en skyddsfaktor mot att spela om pengar i tidig ålder. Tidig star var i sin tur en riskfaktor mot att utveckla ett problematiskt spelande. En slutsats som går att göra är om studien haft ett större urval hade den möjligtvis visat på fler signifikanta resultat. Detta är något som borde finnas i åtanke för framtida forskare. Slutligen går det att se att 7% av respondenterna har problematiska spelvanor, vilket kan anses anmärkningsvärt. Det skulle vara av intresse för framtida forskning att undersöka om det finns en skillnaden mellan studenter och icke studenter. Det skulle även vara intressant att se vilka anledningar som kan ligga bakom att det är 7% som har problematiskt spelande. För framtida forskning är det av intresse att hitta eller utveckla ett bättre mätinstrument för att undersöka spel om pengar. Då skalan som användes för denna studie enbart inriktades på problematiskt spelande. En mer utvecklad skala skulle kunna fånga upp de individer som spelar om pengar men nödvändigtvis inte har problematiska spelvanor.
Referenser
Afifi, O. T., Cox, J. B., Martens, J. P., Sareen. J., Enns, W. M. (2010). Demographic and social variables assosiated with problem gambling among men and women in Canada. Psychiatry
Research, 178, 395-400.
Barrada, R. J., Navas, F. J., Ruiz de Lara, M. C., Billieux. J., Devos. G., Perales, C. J. (2019). Reconsidering the roots, structure, and implications of gambling motives: An integrative approach. Plos One, 14(2): e0212695.
Brüml. V., Kapusta, D. N., Doering. S., Brähler. E., Wagner. B., Kersting. A. (2013). Personality Factros and Suicide Risk in a Representative Sample of the German General Poluation. Plos
one. 8: E76646. Doi: 10.1371/journal.pone.0076646.
Brandt, N. D., Becker. M., Tetzner. J., Brunner. M., Kuhl. P., Maaz. K. (2018). Personality Across the Lifespan: Exploring Measurement Inivariance of a Short Big Five Inventory From Ages 11 to 84. European Journal of Psychological Assessment. Doi:
10.1027/1015-5759/a000490.
Brunborg, S. G., Hanss. D., Mentzoni, A. R., Molde. H., Pallesen. S. (2016). Problem gambling and the five-factor model of personality: a large population-based study. Society for the Study
of Addiction, 111, 1428-1435. Doi: 10.1111/add.13388.
Brunelle. N., Leclerc. D., Cousineau. M., Dufour. M., Gendron. A., Martin. I. (2012). Internet Gambling, Substance Use, and Delinquent Behavior: An Adolescent Deviant Behaviour Involvement Pattern. American Psychological Association, 26, 364-370.
Colum. D., & O´Gara. C. (2018). A national survey of online gambling behaviours. Irish Journal
of Pshyhological Medicine, 35, 311-319. Doi: 10.1017/ipm.201764.
De Haan, A., De Pauw. S., Van den Akker. A., Dekovic. M., Prinzie. P. (2017). Long-Term Developmental Changes in Children´s Lower-Order Big Five Personality Facets. Journal of
Personality, 85. Doi: 10.1111/jopy.12265.
Denissen, A. J. J., Luhmann. M., Chung, M. J., Bleidorn. W. (2019). Transactions Between Life Events and Personality Traits Across the Adult Lifespan. Journal of Personality and Social
Psychology: Personality Processes and individual Differences, 116, 612-633.
Folkhälsomyndigheten (2019). Swelog.
Fröberg. F., Hallqvist. J., Tengström. A. (2012). Psychosocial health and gambling problems among men and women aged 16-24 yers in the Swedish National Public Health Survey.
European Journal of Public Health, 23, 427-433.
Hagger-Johnson. G., Bewick, M. B., Conner. M., O´Connor, B. D., Shickle. D. (2011). Alcohol, conscientiousness and event-level condom use. British Journal of Health Psychology, 16, 828-845.
Hasel, M. K., Besharat, A. M., Abdolhoseini. A., Nasab, A. S., Niknam. S. (2013). Relationship of Personality Factors to Perceived Stress, Depression, and Oral Lichen Planus Severity. Int.J.
Behav. Med., 20, 286-292. doi 10.1007/s12529-012-9226-5.
Hochwälder. J. (2009). Bunrout Among Torgersen´s eight Personality Types. Social Behaviour
Hochwälder. J. (2006). An Empirical Exploration of the Effect of Personality on General and Job-related Mental ill Health. Social Behaviour and Personality, 34, 1051-1070.
John, O.P., & Srivastava, S. (1999). The Big Fiv trait taxonomy: History, measurement, and theoretical perspectives. In L.A. Pervin, & O.P. John (Eds.), Handbook of personality: Theory and research(pp. 102-138). New York: Guildford Press.
Kushnir. V., Godinho. A., Hodgins, C. D., Heandershot, S. C., Cunningham, A. J. (2016).
Gender Differences in Self-Conscious Emotions and Motivation to Quit Gambling. Journal of
Gambling Studies, 32, 969-983.
Lehamn. R., Allemand. M., Denissen, A. J.J., Penke. L. (2013). Age and Gender Differences in Motivational Manifestations of the Big Five From Age 16 to 60. Developmental Psychology,
49, 2, 365-383. Doi: 10.1037/a002877.
Le Vigouroux. S., Scola. C., Raes. ME., Mikolajczak. M., Roskam. I. (2017). The big five personality traits and parental burnout: Protective and risk factors. Personality and Individual
Differences, 119, 216-219.
Loehlin, C. J., McCrae, R. R., Costa, Jr, T. P., John, P. O. (1998). Heritabilities of Common and Measure-Specific Components of the Big Five Personality Factors. Journal of Research
Personality, 32, 431-453.
Mann. K., Lemenager. T., Zois. E., Hoffmann. S., Nakovics. H., Beutel. M., Vogelgesang. M., Wölfling. K., Kiefer. F., Fauth-Bühler. M. (2017). Comorbidity, family history and
personality traits in pathological gamblers compared with healthy controls. European
Psychiatry, 42, 120-128.
Mishra. S., Lalumiére, L. M., Morgan. M., Williams, J. R. (2011). An Examination of the Relationshop Between Gambling and Antisocial Behavior. Journal of Gambling Studies, 27, 409-426. DOI 10.1007/s10899-010-9217-x.
O´Meara, S. M. & South, C. S. (2019). Big five personality domains and relationship
satisfaction: Direct effects and correlated change over time. Journal of Personality, 2019;00: 1-15. doi: 10.1111/jopy.12468.
Reardon, W. K., Wang. M., Neighbors. C., Tackett, L. J. (2019). The Personality Context of Adolescent Gambling: Better Explained by the Big Five or Sensation-Seeking. Journal of
Psychopathology and Behavioral Assessment, 41, 69-80.
Schmitt, P. D., Realo. A., Voracek. M., Allik. J. (2008). Why Can´t a Man Be more Like a Women? Sex Differences in Big Five Personality Traits Across 55 Cultures. Journal of
Personality and Social Psychology, 94, 168-182.
Shaffer, J. H. & Hall, N. M. (2002). The Natural History of Gambling and Drinking Problems Among Casino Employees. The journal of Social Psychology, 142, 405-424.
Stucki. S. & Rihs-Middel. M. (2007). Prevalence of Adult Problem and Pathological Gambling between 2000 and 2005: An Update. Journal of Gambling Studies, 23, 245-257. doi:
10.1007/s10899-006-9031-7.
Wagner. J., Lüdtke. O., Robitzsch. A. (2019). Does Personality Become More Stable With Age? Disentangling State and Trait Effects for the Big Five Across the Life Span Using Local Structural Equation Modeling. Journal of Personality and Social Psychology: Personality
Zakrisson, I. (2010). Big five invention (bfi): utprövning för svenska förhållanden. Institutionen för samhällsvetenskap. Samhällsvetenskapliga rapporter från Mittuniversitetet.
