sou · GWB336 · 2008-04-09 00:00:00 — Om den föreställning som odlas i svenska pokertidningar är sann, att svenska pokerspelare på gruppnivå är bättre än övriga länders pokerspelare7, råder det hårdare kon- kurrens bland spelarna på . En annan konsekvens av att ha ett mindre antal aktiva spelare än de nätverk som andra bolag ingår i för att bland annat få upp antalet spelare, är att turneringsutbudet samt prispengarna i turneringarna blir sämre på . Det är möjligt att ett bättre turneringsutbud skulle kunna höja lojaliteten till , men i vilken utsträckning (om alls) är svårt att sia om utifrån den här undersökningen. 7 Och som det även finns ett visst vetenskapligt stöd för, se inledningen (Parke et al, 2007). Tabell 3 Andel i procent som helt eller delvis angett skäl till att spela på Svenska Spels poker respektive annan sajt, uppdelat på grupperna 1.Trogna (debut SvS, spelar nu enbart SvS). 2.Delvis trogna (debut SvS, spelar nu både SvS och annan sajt). 3.Helt lämnat (debut SvS, spelar nu enbart annan sajt). 4.Kanaliserade till (debut annan sajt, spelar nu enbart SvS). 5.Delvis kanaliserade till (debut annan sajt, spelar nu både SvS och annan sajt). 6.Trogen annan sajt (debut annan sajt och spelar enbart på annan sajt). Grupp 2 och grupp 5 har angett skäl både till att spela på och på en annan sajt. Bra prispengar turn. Tabell 4 Sammanfattande jämförelse av skäl till att spela poker på respektive annan sajt. 1=högst andel hos , X=ungefär lika stor andel som Annan sajt, 2=högst andel hos Annan sajt. I fråga om aktuellt spelande kan spelarna delas in i tre grupper: de som enbart spelar på , de som spelar hos och annan sajt samt de som enbart spelar på annan sajt. Vi ska här besvara frågan om de tre grupperna skiljer sig åt avseende fördel- ning av ålder, kön och sysselsättning. Sysselsättning har katego- rierna arbetare, tjänsteman, egenföretagare, studerande och annat. I kategorin annat ingår bland annat arbetssökande, sjukskrivna, pensionerade och föräldralediga. Det framgår av Tabell 5 att spelgruppen Enbart har en högre andel av kvinnor och äldre spelare än övriga grupper; även den genomsnittliga åldern är signifikant högre än för övriga grupper, jämfört med för den blandade gruppen och för dem som enbart spelar på annan sajt. Gruppen har även högst andel tjänstemän. De som spelar både på och annan sajt har lägst andel kvinnor och har en hög andel studerande och personer med annan sysselsättning. Gruppen som enbart spelar på annan sajt har högst andel i den yngsta ålderskategorin samt högst andel studerande. Sammantaget kan man konstatera att grupperna skiljer sig signifikant åt avseende könsfördelning, ålder och sysselsättning. Tabell 5 Kön, ålder och sysselsättning bland aktuella spelgrupper av nät- pokerspelare (n=2 000) Kön: Pearson Chi2= 7,23, df: 2, p< 0,05. Genomsnittsålder: ANOVA, df: 2, F=19,0, p<0,001. Ålder (kategorier): Pearson Chi2= 39,86, df: 4, p< 0,001. Sysselsättning: Pearson Chi2= 43,0, df: 8, p< 0,001. Skiljer sig spelvanorna något mellan grupperna? En möjlig felkälla här vid jämförelserna är att gruppen Både och Annan sajt inte blivit tillfrågade om sitt totala nätpokerspelande, utan fått frekvens- och tidsfrågor om spelande på respektive Annan sajt. Istället för att försöka summera frekvenser respektive tid har deras högsta värde använts. Om en individ exempelvis spelar på och på Annan sajt så har den individen fått värdet minst en gång . Den här metoden kan överskatta tiden gruppen vanligtvis lägger ner på poker men underskatta frekvensen. När det gäller frekvens för alla slags spel har samtliga fått samma fråga. Som framgår av Tabell 6 skiljer sig grupperna signifikant åt både avseende pokerspelande och totalt spelande. De som spelar både på och annan sajt har en signifikant högre andel (68,) som spelar minst per tillfälle, än de som enbart spelar på annan sajt (56,) och de som enbart spelar på (43,). Gruppen har dessutom en större andel som spelar nät- poker minst en gång (56,) än övriga grupper (enbart , enbart annan sajt ). Om måtten kom- bineras till ett försök att definiera frekventa spelare, alltså minst minst en gång , har även här gruppen som spelar på både och annan sajt högst andel högkonsumenter (41,) jämfört med gruppen Enbart (15,) och gruppen enbart annan sajt (). Grupperna Enbart och Enbart Annan sajt är genomgående relativt lika varandra avseende de olika konsumtionsmåtten. Om man tittar på frekvens när det gäller allt spelande som studiens deltagare fått rapportera om, har återigen gruppen som spelar både på och på annan sajt signifikant högst andel som spelar eller nästan (20,) jämfört med övriga (enbart SvS , enbart annan ). Andelen som spelar är ungefär lika hög hos gruppen Enbart (47,) som gruppen Både och Annan sajt (48,) och högre än gruppen Enbart Annan sajt (35,). Gruppen Enbart Annan sajt har högst andel som spelar mer sällan än (55,) jämfört med gruppen Enbart (42,) och gruppen Både och Annan sajt (31,). Tabell 6 Självrapporterad spelkonsumtion i aktuella spelgrupper: tid, fre- kvens och högkonsumtion poker samt frekvens alla spel. Mindre än 2 h/gång Minst 2 h/gång Mindre än 1 gång/vecka Minst 1 gång/vecka < 2 h/1 gång/vecka > 2 h/1 gång/vecka Tid poker: Pearson Chi2= 65,3, df: 2, p< 0,001. Frekvens poker Pearson Chi2= 99,6, df: 2, p< 0,001. Frekventa pokerspelare: 100,9, df: 2, p< 0,001.Frekvens alla spel: Pearson Chi2=98,1, df:4, p<0,001, Spelproblem bland svenska nätpokerspelare och uppdelat på spelsajt Det har tidigare gjorts en uppskattning av spelproblem bland svenska nätpokerspelare (2007). Där användes , ett trefrågeformulär som rapportförfattaren varit med att ta fram tillsammans med Professor (, 2004) och som presenterats i metodavsnittet ovan. I undersökning har de som fått en poäng på formuläret redovisats som riskspelare eller ha upplevt spelrelaterade problem. Av nät- pokerspelarna i undersökning var riskspelare enligt (minst 1 poäng). I den här undersökningen används ett mer omfattande frågeinstrument, PGSI (Problem Gambling Severity Index) anpassat för poker. PGSI presenteras närmare i metodavsnittet ovan. För jämförelsens skull användes även . Som framgår av Tabell 7 och Figur 13 är andelen nätpoker- spelare som har problematiska spelvanor , har riskabla spelvanor enligt PGSI. En jämförelse, dock med reservation för skillnad i mätmetod, är att av den svenska befolkningen 15 hade problematiska spelvanor i befolkningsundersök- ningen 1997 1998 (et al., 1999). Vi har tidigare sett att det är betydligt fler män än kvinnor som spelar nätpoker: något förenklat är en av åtta pokerspelare en kvinna. Om man istället tittar på andelen som har ett riskabelt eller problematiskt pokerspelande bland pokerspelande kvinnor och män så är det ingen eller liten skillnad mellan könen (se Tabell 7). Bland både kvinnor och män var andelen med ett problematiskt spelande , andelen med ett riskabelt spelande var för kvinnor och för män. Skillnaden är inte signifikant. Som framgår av Tabell 7 har den yngsta åldersgruppen, 18 , högst andel med problematiska och riskabla spelvanor: respektive . De båda äldre åldersgrupperna skiljer sig endast litet åt sinsemellan. Åldersgruppen 28 har med problematiska spelvanor och med riskabla spelvanor. Mot- svarande siffror för den äldsta åldersgruppen, , var respektive . Skillnaden over all i andelen av spel- problem mellan åldersgrupperna var statistiskt signifikant. Som man kan se i Tabell 7 är det signifikanta skillnader i andelen med problematiska respektive riskabla spelvanor, om man gruppe- rar materialet efter sysselsättning. Gruppen som arbetar har lägst andel med problematiska och riskabla spelvanor, respektive . Högst andel med problem har de som studerar, så högt som med problematiska spelvanor och med riskabla spelvanor. Även gruppen med annan sysselsättning (som sjuk- skrivning, sjukpension, föräldraledighet, ålderspension) har höga andelar med problem: med problematiska spelvanor och med riskabla spelvanor. Spelproblem och aktuell spelsajt Bland Svenska Spels kunder (oavsett om de även spelar på annan sajt eller inte) har problematiska spelvanor och riskabla spelvanor. Skillnaden mot den totala populationen nätpokerspelare blir än starkare om man tittar på gruppen som enbart spelar nätpoker på . Av dem har problematiska spel- vanor och riskabla spelvanor. Av spelarna som spelar både på och annan sajt hade problematiska spelvanor och så mycket som riskabla spelvanor. Högst andel med spelare med problematiska spelvanor hade gruppen som bara spelar på annan sajt än , ; hade riskabla spelvanor. Skillnaderna i andelen av spelproblem mellan de aktuella spelsajterna over all var statistiskt signifikant (se Tabell 7). Tabell 7 Andelen med riskabla spelvanor (PGSI 3-7) och problematiska spelvanor (PGSI 8+) bland samtliga nätpokerspelare och med upp- delning på kön, ålderskategori och sysselsättning. Vidare uppdel- ning på sajt: Svenska Spels nätpokerkunder, de som enbart spelar på Svenska Spels poker, de som enbart spelar hos nätkonkurrenter respektive de som både spelar på och annan sajt. (PGSI 8-27) (PGSI 3-7) Både SvS & annan Kön: Pearson Chi2= 0,04, df: 2, n.s.. Sysselsättning Pearson Chi2= 51,7, df: 4, p< 0,001. Ålderskategori: Pearson Chi2 34,8, df: 4, p< 0,001. Aktuell spelsajt: Pearson Chi2= 69,8, df:4, p<0,001, Ett annat sätt att jämföra de aktuella spelsajterna avseende spelproblem är att jämföra medelvärden på PGSI för grupperna. Det visar sig då att de som enbart spelar på har ett medelvärde på PGSI mellan 0,99 1,38 (konfidensintervall). De som spelar både på och på annan sajt har ett medelvärde mellan 2,18 3,00 (konfidensintervall), och de som bara spelar på annan sajt har ett medelvärde mellan 2,30 2,86. Det är en statistiskt signifikant skillnad mellan dem som bara spelar på och övriga två grupper (ANOVA, df:2, F=26,0, p<0,001). Det är däremot ingen signifikant skillnad mellan gruppen som spelar både på och annan sajt och gruppen som bara spelar på annan sajt. Figur 13 Andelen med riskabla spelvanor (PGSI 3-7) och problematiska spelvanor (PGSI 8+) bland samtliga nätpokerspelare, nätpokerkunder, de som enbart spelar på Svenska Spels poker, de som enbart spelar hos nätkonkurrenter respektive de som både spelar på och annan sajt. Procenttalen är avrundade till närmaste hela värden. n=2000, 1062, 567, 938 respektive 495. och nätkonkurrent/er Multipel regressionsanalys av bland annat spelsajtens effekt på problematiska spelvanor Vi har ovan analyserat hur kön, ålder, sysselsättning och aktuell spelsajt var för sig är relaterat till riskabla och problematiska spel- vanor hos nätpokerspelare. För att kontrollera för att de pre- dicerande variablerna, i det här fallet kön, ålder, sysselsättning och aktuell spelsajt, korrelerar sinsemellan, används i det följande en multipel regressionsanalys. PGSI-poäng (det som vi vill kunna förutsäga med våra variabler) är kriterievariabel. För att passa in i metoden har så kallade dummy-variabler skapats av sysselsättning (arbetar ja/nej, studerar ja/nej, annat ja/nej) och aktuell spelsajt (ja/nej och annan sajt ja/nej). variabler är kön, ålder och högkonsument (spelar minst minst per tillfälle). Vid användande av en simultan så kallad enter-metod erhölls en signifikant modell: F (7, 1992) = 19,93, p < 0,001. Modellen för- klarar dock så lite som av variansen (Adjusted R²=0,062). Som framgår av Tabell 8 var ålder, att spela på annan sajt än , studera, annan sysselsättning och att vara hög- konsument av nätpoker statistiskt sigifikanta prediktorer för poäng på PGSI. Kön och att spela på var inte signifikanta prediktorer. Att ha lägre ålder, att spela på annan sajt än , att studera eller ha annan sysselsättning än studier och arbete (exem- pelvis arbetssökande, sjukskrivna och pensionerade) och att vara högkonsument av nätpoker är faktorer som svagt men signifikant ökar risken för att en individ ska ha eller utveckla spelproblem. Av speciellt intresse här är att spela på Svenska Spels pokersajt inte tycks öka risken för problem, men inte heller minskar risken (det svaga negativa sambandet är långt ifrån signifikant). Resultatet ska tolkas med försiktighet. Metoden bevisar inte orsakssamband mellan de predicerande variablerna och kriterie- variabeln, men kan ge tecken på sådana samband. Att prediktorerna förklarar så lite som tyder på att faktorer som modellen inte tar hänsyn till har ett mycket stort inflytande på variansen i krite- rievariabeln. Övergripande framställs tillgången till spel i den inter- nationella forskningen som grunden till spelberoende och spel- problem. Forskningen visar också att individvariabler som alkohol- missbruk, personlighetsstörningar och psykiatriska symtom har samband med spelberoende. Släkt och vänners attityd till spel är också viktiga. Tabell 8 Ostandardiserade och standardiserade regressionskoefficienter för variablerna i modellen (metod: enter). -3,459 a. Dependent Variable: PGSI. Variabeln Arbetar utesluten på grund av för hög korrelation med annan variabel. av alla i undersökningen har under de senaste 12 måna- derna sökt hjälp för att de sett problem med sitt nätpokerspelande. Av dessa 40 individer har 12 kontaktat Stödlinjen för spelberoende, lika många sjukvården. Nio har kontaktat , 6 behand- lingshem och lika många privat psykoterapeut samt behandling via Internet. Fyra har sökt hjälp på kamratförening och två har sökt hjälp hos den specialiserade öppenvård som finns i , och . Tre personer har sökt annan hjälp. (Efter- som samma person kan ha sökt hjälp på mer än ett ställe är summan av siffrorna var man sökt hjälp större än 40). Av de 40 som sökt hjälp var klassificerade att ha problematiska spelvanor i den här undersökningen, att ha riskabla spelvanor och att inte ha några spelproblem alls. Det är inte ovanligt att ett probleminstrument som PGSI missar en liten andel som borde ha klassificerats med någon grad av problem. Inte sällan kan det bero på att personerna fyllt i frågorna utifrån sin nuvarande situation och inte , som är instruktionen. Av dem med problematiska spelvanor enligt PGSI hade sökt hjälp. Vilken aktuell spelgrupp tillhörde personerna som sökt hjälp? Flest, , spelade bara på annan sajt, spelade både på och på annan sajt och spelade bara på . Uttryckt på annat sätt hade av dem som bara spelar på sökt hjälp, av dem som spelar både på och annan grupp och av dem som bara spelar på annan sajt. Skillnaderna är statistiskt signifikanta (Pearson Chi2=16,8, df: 2, p<0,001). Är materialet jämförbart med undersökning? I den tidigare undersökning som gjorts om svenska nätpoker- spelare hade (2007) i och för sig ett mycket stort antal deltagare i undersökningen (n=16 500), men antalet nätpoker- spelare var endast 318. Som framgår av Figur 14 är det mycket stora likheter när det gäller åldersfördelning efter aktuell spelsajt, men den här undersökningen har något större andel i den äldsta ålders- kategorin () för gruppen som bara spelar på annan sajt än och för gruppen som spelar både hos och på annan sajt. Eftersom både den här undersökningen och an- vände som probleminstrument går det att jämföra andelen med minst ett problemsvar i de aktuella spelgrupperna. Som fram- går av Figur 15 är mönstren mellan spelgrupperna desamma mellan undersökningarna. Den här undersökningen har genomgående något högre andel med minst ett problemsvar i de aktuella spel- grupperna. Skillnaden skulle kunna förklaras med att denna under- sökning använder en webbpanel och telefoninter- vjuer och att urvalen skiljer sig något åt. Exempelvis är webb- undersökningens deltagare sannolikt mer datorvana. En alternativ förklaring är att skillnaden kan förklaras just i hur undersökningar- na administrerades. Det är sannolikt lättare att medge problem i en webbenkät än i en telefonintervju. Slutligen kan skillnaden bero på att problemen verkligen förändrats från under- sökning som genomfördes till den här undersökningen som genomfördes . Åldersfördelning för aktuella spelgrupper i (2007), datainsamling feb-dec 2006 (n=318) och den här undersökningen (omnämnd som webbpanelsundersökning , n=2000). Enbart annan sajt enligt Enbart annan sajt enligt Figur 15 Andel med minst ett problemsvar enligt i aktuella spelgrupper i (2007), datainsamling feb-dec 2006 (n=318) och den här undersökningen (omnämnd som webbpanelsundersökning , n=2000). Enbart nätkonkurrent/er Enbart nätkonkurrent/er nätkonkurrent/er enligt nätkonkurrent/er enligt Jämförelse mellan PGSI och I Tabell 9 och 10 presenteras poängfördelningen för och i undersökningen. Andelen riskspelare (minst ett problemsvar) enligt är . Det kan jämföras med summan av andelen med riskabla och problematiska spelvanor enligt PGSI: + = . Om man utgår från PGSI så överskattar andelen riskspelare något. Ett annat sätt att jämföra och är att analysera hur de korrelerar med varandra, enkelt uttryckt hur väl de samvarierar. Korrelationen mellan och är 0,56 (Spearman, p<0,01), en korrelation som visserligen är hög men tydligt visar att de två metoderna inte är utbytbara. Sannolikt diagnostiserar instrumenten olika stora andelar av spelarpopulationen som riskspelare. Det är också mycket möjligt att instrumenten fångar in något olika grupper. Ingen av de tre frågorna i ingår i PGSI. Det är dock ingen skillnad i andelen män respektive kvinnor som kategoriseras av instrumenten andelen män av dem som har riskabla spelvanor är för båda instrumenten. Det finns inte heller några skillnader i ålderskategorier. Poängfördelning (råpoäng) på . Bilaga 3 SOU 2008:36 Tabell 10 Poängfördelning (råpoäng) PGSI. Om man utgår från PGSI som Golden standard (se Tabell 11) så kategoriserar rätt som ej riskspelare (sant negativa). Vidare fångar den in av dem med riskabla spelvanor och av dem med problematiska spelvanor (sant positiva). Omvänt har falskt positiva samt falskt negativa med riskabla spelvanor och med falskt negativa problematiska spelvanor. Hur många av de hjälpsökande har de två instrumenten klassi- ficerat som minst riskspelare? PGSI klassificerade av dem som sökt hjälp som att antingen ha riskabla spelvanor () eller problematiska spelvanor (87,). klassificerar av de hjälpsökande som riskspelare. Tabell 11 Korstabulering PGSI kategoriserat som inga problem/riskabla spel- vanor/problematiska spelvanor mot kategoriserat som ej risk- spelare/riskspelare. PGSI_kat * Forsdik Crosstabulation PGSI_kat Inga problem % within PGSI kat % within PGSI_kat % within PGSI_kat % within PGSI_kat Studie 2 Användning och verkningsgrad av spelansvarsåtgärder bland nätpokerspelare Det empiriska underlaget för den här delen av rapporten kommer från en kundundersökning i form av en webbenkät där stod som avsändare och finansiär av undersökningen men där rapportförfattaren tillsammans med den särskilda utredaren helt självständigt bestämt innehållet i enkäten. Av kunder som hade spelat poker på minst en gång september , slumpades ett urval fram på 3 000 personer. På grund av framförallt inaktuella e-postadresser nådde enkäten personer. Av dessa svarade 1 049, varav 18 tackade nej till att delta. Svars- frekvensen kan därmed räknas ut8 till (1 049/2 575). De som deltog i undersökningen fick två trisslotter som tack för hjälpen. Undersökningen pågick 071217 080113. Det gick ut en påminnelse under undersökningens gång. Deltagarna i undersökningen visade sig vara representativa för Svenska Spels kunder avseende kön och ålder varför materialet inte viktades. innehöll frågor om aktuellt och tidigare nätpoker- spelande, och åsikter om och användande av spelansvarsåtgärder. Ip fick även frågor om kön, ålder och sysselsättning. Det ingick också två spelproblemskalor, och (som presenterats ovan i den första studien avsnittet Metod) samt frågor om man sökt hjälp för sitt spelande. Hela enkäten finns med som Bilaga B. Deltagarna fick godkänna att deras spelkortsnummer fick användas till att samköra enkätdata med speldata som samlats in via spelkortet. Via spelkortsdata tillkom uppgifter om antal pokerdagar , antal spelade halvtimmar9 de 8Det sättet att räkna ut svarsfrekvensen utgår från hur många som haft möjlighet att besvara enkäten. Ett mer konservativt sätt att räkna ut svarsfrekvensen är att utgå ifrån brutto- urvalet, i det här fallet 3000 personer. 9Genomsnittliga antalet spelade halvtimmar är en ungefärlig variabel eftersom den räknar som spelad ifall det har gjorts en transaktion den halvtimmen. Hur ser sambandet ut mellan rapporterad frekvens och faktisk frekvens? Korrelationen mellan rapporterad frekvens () och antalet speldagar () är 0,66 (Spear- man, p<0,001). Om man tittar på sambandet mellan rapporterad tid och antalet spelade halvtimmar (som dock inte är något exakt mått då det bygger på förekomsten av ekonomiska transaktioner) är sambandet 0,50 (Spearman, p<0,001). Sambanden mellan rapporterad konsumtion och faktisk konsumtion är höga och signifikanta, men långt ifrån fullständiga. Det är ett välkänt fenomen att spelare har svårt att exakt minnas och rapportera sin konsumtion, spelare både underrapporterar och överrapporterar den. I kategoriseringen av faktiska antalet speldagar har (rapporterad tid) kodats , och eller oftare för att kunna göra jämförelser. Omkodningen går att göra på fler sätt, när upplever en spelare att han eller hon spelar ? Här går gränsen vid minst , men gränsen skulle gå att sätta på andra nivåer. Vilka är Svenska Spels aktuella nätpokerspelare? I Tabell 12 presenteras Svenska Spels aktiva nätpokerkunder, dels avseende kön och ålder, dels avseende tidigare erfarenheter av nätpoker och spelproblem enligt PGSI. Det framgår där att det är en betydligt större andel män (89,) än kvinnor (10,) som är aktiva nätpokerkunder. Medelåldern är , och av spelarna är . Av spelarna är enbart aktiva spelare hos , är även aktiva på en annan pokersajt. När det gäller tidigare erfarenheter av nätpoker har inte spelat nätpoker innan de började spela hos , har spelat mindre än , ett till och längre än 10 Number of transactions är helt enkelt summan av alla transaktioner en spelare har gjort; det finns olika typer av transaktioner (insättning/uttag bord, turnering, multitable turne- ring), alla dessa räknas ihop. Av dem som spelat innan de började spela på hade hälften (50,) spelat eller mer sällan, och eller oftare året innan de började spela på . I webbundersökningen som beskrivits ovan hade av Svenska Spels kunder problematiska spelvanor och riskabla spelvanor. Som framgår av Tabell 12 har ungefär samma andel, problematiska spelvanor i den här undersökningen. Däremot har en högre andel, riskabla spelvanor. Av nätpoker- kunderna hade sökt hjälp för sina spelvanor . Varför andelen med riskabla spelvanor skiljer sig åt mellan undersökningarna är svårt att svara på. En skillnad mellan undersökningarna är att kundundersökningens urval baseras på faktiskt beteende, för att kunna komma med i undersökningen måste man ha spelat . I webbundersök- ningen uppgav man om man spelat och därmed uppfyllde kriterierna för att vara med. Gruppen som inte tidigare spelat nätpoker är av speciellt intresse. Det är i den gruppen man teoretiskt skulle kunna hitta spelare som inte skulle ha börjat spela nätpoker om inte börjat med nätpoker. Undersökningen har inga svar på hur stor den teoretiska gruppen är, inga frågor ställdes om man skulle ha börjat spela poker även om inte hade börjat med nätpoker, då det bedömdes att frågan var dels retrospektiv, dels hypotetisk. Däremot vet vi att av dem som inte tidigare spelat nätpoker har ett problematiskt spelande enligt PGSI. Av dem som spelat kortare än har problematiska spel- vanor, motsvarande siffror är av dem som spelat 1 och så mycket som av dem som spelat längre. Hur mycket erfaren- het (tidsmässigt) spelarna har är signifikant relaterat till graden av spelproblem (Pearson Chi2=50,8, df: 6, p< 0,001). Tabell 12 Kön, ålder, aktuell spelgrupp, tidigare nätpokerspel, tidigare frekvens nätpoker och spelproblem enligt PGSI för nätpokerkunder hos (n=1031). Inte spelat nätpoker tidigare Spelat mindre än ett år Ett till två år Frekvens nätpoker året innan SvS