Verslawing. Skrywer manuskrip; beskikbaar in PMC 2015 Jul 1.
Gepubliseer in finale geredigeerde vorm as:
PMCID: PMC4048632
NIHMSID: NIHMS575230
Giuseppe N. Giordano, PhD,1 Henrik Ohlsson, PhD,1 Kenneth S. Kendler, MD,2 Kristina Sundquist, MD, PhD,1,3 en Jan Sundquist, MD, PhD1,3
Abstract
Het ten doel om
Blootstelling aan buitengewone traumatiese ervaring is een erkende risikofaktor vir dwelmgebruik. Ons beoog om die invloed van potensiële lewensveranderende kinderstresfaktore, ervare tweedehandse, op latere dwelmgebruiksversteuring in 'n nasionale bevolking van Sweedse adolessente en jong volwassenes (ouderdomme 15-26 jaar) te ontleed.
ontwerp
Ons het Cox Proportional Hazard regressie ontledings uitgevoer, aangevul met ko-relatiewe paar vergelykings.
Die opstel
Swede
Deelnemers
Alle individue in die Sweedse bevolking, gebore 1984 tot 1995, wat aan die einde van die kalenderjaar in Swede geregistreer was, het 14 jaar oud geword. Ons opvolgtyd (gemiddelde: 6.2 jaar, reeks 11 jaar) het begin op die jaar wat hulle 15 verander het en tot Desember 2011 (N = 1,409,218) oorgedra.
Metings
Ons uitkomsveranderlike was dwelmgebruiksversteuring, geïdentifiseer uit mediese, regs- en aptekersregisterrekords. Kinderstres stressors, soos per DSM-IV stressor kriteria, sluit in die dood van 'n onmiddellike familielid en tweedehandse ondervinding van diagnose van kwaadaardige kanker, ernstige toevallige besering, en slagoffer van aanranding. Ander kovariate sluit in ouerlike egskeiding, familiale sielkundige welsyn, en familiale dwelm- en alkoholgebruiksafwykings.
Bevindinge
Na aanpassing vir alle oordeelde konfronterende persone het individue wat blootgestel is aan kindersterftes se ouerlike dood of ouerlike aanranding meer as twee keer die risiko van dwelmgebruiksversteuring gehad as diegene wat nie was nie (HR = 2.63 (2.23-3.09) en 2.39 (2.06-2.79 ), onderskeidelik).
Gevolgtrekkings
Kinders onder 15 wat 'n buitengewone traumatiese gebeurtenis ervaar (soos 'n ouer of broer of suster aangeval word, met kanker gediagnoseer word of sterf) het ongeveer twee keer die risiko om 'n dwelmgebruiksversteuring te ontwikkel as diegene wat dit nie doen nie.
Inleiding
Blootstelling aan buitengewone traumatiese gebeure, soos gedefinieer deur DSM-](dws fisiese en / of seksuele mishandeling in die kinderjare, seksuele aanranding op volwassenheid, of volwassenheid) is een van verskeie erkende risikofaktore vir dwelmgebruiksversteuring (1, 2). Meer as 90% van dwelmgebruikers rapporteer een of meer traumatiese gebeurtenisse in hul leeftyd (2, 3); Meganismes agter hierdie assosiasie bly egter onduidelik, met drie denkskole wat in substansliteratuur literêr voorkom. Eerstens is daar die 'selfmedikasie' hipotese (4), wat bepaal dat die traumatiese gebeurtenis dwelmgebruik voorafgaan, met individue wat onwettig 'selfvoorskryf' is om die gevoelens van stres wat verband hou met verlede trauma te hanteer. Tweedens, is die teorie dat dwelmgebruik voorafgaan aan die traumatiese gebeurtenis, dat dwelmgebruik 'n hoërisikogedrag is, wat kan lei tot verhoogde risiko van blootstelling aan toekomstige traumas (5-7). Laastens, is die 'artefact hypothesis', die aanname dat assosiasies tussen traumatiese gebeure en dwelmgebruik nie oorsaaklik is nie, hulle word verward (of bemiddel) deur ongemete faktore, byvoorbeeld sielkundige welstand (8, 9), of gedeelde genetiese en omgewingsfaktore (10).
Navorsing wat fokus op die 'selfmedikasie' en 'artefakt'-hipoteses, gee spesiale aandag aan negatiewe kinderervarings (11-15), aangesien kinders as hoogs kwesbaar beskou word vir enige potensiële langtermyn negatiewe invloede wat teengang kan hê op toekomstige gesondheidsgedrag en uitkomste (16-18). Baie studies ondersoek negatiewe kinderjare ervarings en psigopatologie hoofsaaklik fokus op die trauma van fisiese en emosionele mishandeling, verwaarlosing en seksuele misbruik (vir voorbeelde sien: (8, 9, 19-21)). Navorsers het ook oorweging gegee aan omgewings- en potensiële genetiese faktore (soos ouerlike dwelm- en alkoholgebruiksversteurings) as gevaarlike risikofaktore vir toekomstige dwelmmisbruik17, 18).
Oor die verlede word minder aandag gegee aan gebeure wat 'onverwagte' nadelige kinderjare ervarings genoem kan word. Hierdie term is ons poging om potensiële lewensveranderende kinderjare gebeurtenisse te definieer wat nie as vorms van mishandeling of verwaarlosing beskou word nie, wat ook DSM-IV stressor criterium. Sulke gebeure word onderverdeel in: i) trauma ervaar 'eerstehandse' en ii) trauma ervaar 'tweedehandse', dws leer van trauma wat by 'n onmiddellike familielid (ouer / broer of suster) plaasgevind het (22, 23). Hierdie studie sal op laasgenoemde groep fokus.
Word gelei deur DSM-IV stressor kriterium (22, 23), het ons vier geskikte proxies vir tweedehandse traumatiese kinderjare ervarings uit Sweedse registerdata geïdentifiseer. Dit sluit in 'n onmiddellike familielid: i) met maligne kanker gediagnoseer word, ii) aangerand word, iii) ernstige ongevalle beseer wat lei tot permanente gestremdheid, en iv) sterf. Ons vermoed dat tweedehandse ervarings van trauma gedurende die kinderjare ook emosionele stres kan oplewer en gevolglik die potensiaal het om later dwelmgebruik te beïnvloed.
Onwettige substansgebruik begin dikwels gedurende adolessensie (12-19 jaar) (24). Kinders wat aan ongunstige ervarings blootgestel word, het 'n groter risiko vir vroeë stofgebruik-debuut (25). Die doel van hierdie longitudinale studie was om die samestellings tussen ervarings van tweedehandse kindertrama (tussen die ouderdomme 0-14 jaar) en toekomstige dwelmgebruiksversteuring in 'n nasionale bevolking van Sweedse adolessente en jong volwassenes (ouderdomme 15-26 jaar) te ondersoek. . Deur verdere oorweging van familiale dwelm- en alkoholgebruiksversteurings, en sielkundige welsyn, het ons studie daarop gemik om die 'selfmedikasie' hipotese te toets (4), terwyl ondersoek word na die mate waarin die verband tussen 'tweedehandse' kindertrama en dwelmgebruiksversteuring oorsaaklik is.
Metodes
Dwelmgebruiksversteuring is 'n multifaktoriese sindroom wat beïnvloed word deur genetiese risikofaktore, 'n breër kwesbaarheid vir 'n verskeidenheid eksterniserende afwykings, en deur 'n verskeidenheid van omgewingsrisikofaktore (26). Ons het identiese databronne gebruik wat in verskeie vorige publikasies oor dwelmmisbruik in Swede beskryf is (26-28). Kortom, ons het gekoppelde data gebruik van verskeie Sweedse landwye registers en gesondheidsorgdata. Skakeling is bereik deur middel van die unieke individuele 10-syfer persoonlike ID nommer toegeken by geboorte of immigrasie aan alle Sweedse inwoners. Die volgende bronne is gebruik om ons dwelmgebruiksversteuringsdatabasis te skep: die Sweedse Hospitaal ontslagregister, wat alle hospitale vir alle Sweedse inwoners van 1964-2010 bevat; die Sweedse Voorgeskrewe Dwelmregister, wat alle voorskrifte in Swede bevat wat deur pasiënte van 2005 tot 2009 opgeneem is; die buitepasiëntorgregister, wat inligting bevat van alle buitepasiëntklinieke van 2001 tot 2010; die primêre gesondheidsorgregister, wat buitepasiëntdiagnoses van 2001-2007 vir 1 miljoen pasiënte van Stockholm en Midde-Swede bevat; die Sweedse Misdaadregister, wat nasionale data bevat oor alle veroordelings van 1973-2011; die Sweedse Misdagregister, wat nasionale data bevat oor alle individue wat sterk vermoed word van misdaad uit 1998-2011; en die Sweeds Mortality Register, wat alle oorsake van die dood bevat.
Afhanklike veranderlike - dwelmgebruiksversteuring
Ons het dwelmmisbruik gevalle van Sweedse mediese registers geïdentifiseer ICD kodes: ICD8: dwelmafhanklikheid (304); ICD9: dwelmsieloses (292) en dwelmafhanklikheid (304); ICD10: verstandelike en gedragsversteurings weens die gebruik van psigoaktiewe middels (F10-F19), behalwe dié as gevolg van alkohol (F10) of tabak (F17)); 3070, 5010 en 5011 (besit en gebruik van 'n onwettige stof), en deur verwysings na wette wat narkotika dek (wet 5012: 1968, paragraaf 64, punt 1) (besit, gebruik of ander koste in verband met onwettige stowwe)) en dwelmverwante bestuurs oortredings (wet 6: 1951, paragraaf 649, subartikel 4 en paragraaf 2A, subartikel 4).
Dwelmgebruiksversteuring is verder geïdentifiseer in individue (uitgesonderd diegene wat aan kanker ly) in die voorgeskrewe dwelmregister wat gemiddeld meer as vier gedefinieerde daaglikse dosisse van óf hipnotika en sedatiewe (Anatomical Therapeutic Chemical (ATC) Klassifikasiestelsel N05C en N05BA ) of Opioïede (ATC: N02A) oor 'n twaalfde tydperk. Hierdie studie is op 30th November 2011 goedgekeur deur die plaaslike etiese hersieningsraad in Lund, Swede (Dnr 2011 / 675).
Bestudeer bevolking
Ons het alle individue in die Sweedse bevolking gebore 1984 na 1995, wat aan die einde van die kalenderjaar in Swede geregistreer was, 14 jaar oud geword. Ons opvolgtyd (gemiddelde: 6.2 jaar, reeks 11 jaar) het begin op die jaar wat hulle 15 verander het en tot die jaar 2011 (N = 1,409,218) oorgedra.
Onafhanklike veranderlikes
Onverwachte ongunstige kinderjare ervarings
Ons het vier tweedehandse kindertramas geïdentifiseer wat gebruik het ICD kodes uit die Sweedse hospitaal ontslagregister, met sulke gebeurtenisse wat die onmiddellike familielede van ons studiemonster (ouers / volbroers en susters sien - sien bylaag vir ICD kodes). Dit sluit in diagnoses van kwaadaardige kanker; toevallige besering wat lei tot permanente gestremdheid (rugmurgbesering of volle / gedeeltelike verlies van ledemate); slagoffer van aanranding; en die dood.
Eerstens het ons 'n kumulatiewe 'onverwagte nadelige kinderjare ervaring'-veranderlike geskep deur antwoorde op al vier gebeure op te som. Hierdie veranderlike verteenwoordig slegs direkte trauma aan die ouers van ons studiebevolking, nie hul broers en susters nie (1 / 0). Ons het ook 'n digotome (1 / 0) veranderlike vir elk van die vier stressor-gebeurtenisse geskep en hulle deur 'n geaffekteerde familielid (ouer of volle broer of suster) gestratifiseer. Enige tweedehandse kinderstresor (soos hierbo gedefinieer) moet by 'n onmiddellike familielid plaasgevind het terwyl ons studiepopulasie 0-14 jaar oud was.
Ons het ouerlike egskeiding as 'n kovariate in ons ontledings ingesluit. Alhoewel egskeiding nie as 'n DSM kwalifiseer nieiv stressor, het vorige studies verband gehou tussen gesinsstruktuur en dwelmgebruiksversteuring (29-32). Aangesien samevatting sonder huwelik algemeen in Swede is, het ons die jaar van 'egskeiding' gedefinieer as die jaar wat individue gestaak het om by hul ouers te woon.
Ander oorweeg kovariate was die geslag van ons studiepopulasie, en hul ouers se opvoeding, sielkundige welstand, dwelm- en alkoholgebruiksversteurings, soos gedefinieer deur ICD kodes (17, 18, 33, 34). Onder broers en susters is slegs dwelmgebruik (nie alkohol) gebruiksversteuring as 'n potensiële botsing beskou (34). Aangesien die gemiddelde ouderdom van aanvanklike alkoholgebruiksafwykingsdiagnose in ons monster 41.9 jaar was, het ons aanvaar dat sulke gedrag later in die lewe min of geen invloed sou hê op hul dwelmgebruik tussen hul susters tussen die ouderdomme 15-24. Verder dui vorige navorsing nie op 'n beduidende verband tussen sibling-alkoholgebruiksversteuring op ander susters se dwelmgebruiksversteuring nie (35, 36).
Ons het alle kovariate gemeet terwyl ons studiepopulasie 0-14 jaar was (sien afhanklike veranderlike definisies en bylaag vir almal ICD kodes).
Statistiese analise
As gevolg van verskillende blootstellingstye gebaseer op jaar en maand van geboorte, om die assosiasies tussen kinderstressors en daaropvolgende dwelmgebruiksversteuring te ondersoek, het ons Cox Proportionele Gevaarregressie gebruik om alle individue vanaf ouderdom 15 jaar te ondersoek tot: i) die tyd van eerste registrasie van dwelmgebruiksversteuring; ii) tot die dood; of iii) tot einde van opvolg (jaar 2011), watter een ook al eerste gekom het. Aangesien volle broers en susters in die analise ingesluit kon word, het ons aangepas vir nie-onafhanklikheid met 'n robuuste toebroodskatter. Ons het die proporsionele veronderstelling in alle modelle ondersoek; As dit nie vervul is nie, het ons 'n interaksie term ingesluit tussen die veranderlike van belang en die logaritme van tyd. Ons het die proporsionele gevare-aanname vir alle ander veranderlikes getoets, beide voor en na die insluiting van die interaksietermyn. Die belangrikste voorspeller veranderlike in die analise was 'onverwagte nadelige kinderjare ervarings'.
Model 1 was 'n growwe analise van ons kumulatiewe 'ouerlike' kindertydperk-veranderlike. Model 2 aangepas vir ouerlike egskeiding, ouerlike opvoeding en die geslag van ons studiepopulasie. Model 3 verder aangepas vir ouerlike genetiese en of omgewingsfaktore (deur individue met ouerlike dwelm- en alkoholgebruiksversteurings en sielkundige afwykings uit die analise uit te sluit). Model 4 verder aangepas vir gesin genetiese en of omgewingsfaktore deur ook individue met volle sibling dwelmgebruiksversteuring uit te sluit.
Ons het aparte ontledings uitgevoer om die effekte van elk van die vier afsonderlike stressor kategorieë, Models A1a-A1d, te toets wat die voorvalle van ouers en / of volle broers en susters gehad het. Modelle A2a-A2d herhaal die analise in A1a-A1d, terwyl die aanpassing van almal potensiële confounders beskou in Model 4.
As 'n sensitiwiteitstoets het ons met behulp van die Sweedse Multi-Generation Register alle eerste niggies en volssibbelparings geïdentifiseer wat onoordeelkundig was vir dwelmgebruiksversteuring en ons kumulatiewe veranderlike (onverwagte negatiewe kinderjare ervaring) veranderlike (N (eerste niggies) = 25,522 pare; N (Full-broers en susters) = 5772 pare). Dit het beteken dat ons niggies en broers en susters vergeleke het waar een (ouer 0-14 jaar) die stressor ervaar het, terwyl die ander ook nie (soos nog nie gebore in die tyd van die stressor gebeurtenis of ervaar het 15 jaar of meer) . Die Cox proporsionele gevare model pas by die niggie / broer en sustersgroep aan en reik dus vir 'n verskeidenheid onbekende gedeelde genetiese en omgewingsfaktore. Model S1 het 'n ru-analise verskaf; Model S2 verder aangepas vir ouerlike egskeiding. Alle statistiese analises is uitgevoer met behulp van SAS 9.3 (37).
Results
Tabel 1 toon die frekwensie en persentasies van ons studiebevolking, wat trauma as 'n tweedehandse kind ervaar het, dws geleer van trauma aan 'n onmiddellike familielid. Die traumas word aangebied as i) 'n kumulatiewe maatstaf en ii) as afsonderlike kategorieë, alle resultate word gestratifiseer deur dwelmgebruiksversteuring. Tabel 2 bied resultate uit Modelle 1-4. Individue (ouderdomme 15-26 jaar) in ons studiepopulasie, blootgestel aan een of meer kinderstresor (tussen die ouderdomme 0-14 jaar), was meer as twee keer so geneig om geregistreer te wees met dwelmgebruiksversteuring (Model 1, HR = 2.12 95% vertrouensinterval (CI) 1.96-2.30)). Die relatiewe risiko het toegeneem na aanpassing vir oueropleiding en steekproefbevolkingsgeslag (Model 2, HR = 2.39 (2.16-2.65)). Na aanpassing vir ouerlike dwelm- en alkoholgebruiksversteurings, en sielkundige afwykings (Model 3) en volkus en volssibbe dwelmgebruiksversteuring (Model 4), het die relatiewe risiko afgeneem (HR = 1.98 (1.73-2.27) en 1.94 (1.67) -2.25), onderskeidelik)). Daar was 'n beduidende interaksie term tussen ons kumulatiewe stressor veranderlike en geslag slegs in Model 2 (0.87 (0.81-0.94)). Die proporsionele veronderstelling is nie nagekom nie; Die MH vir die interaksie term tussen 'log tyd' en die kumulatiewe stressor veranderlike was 0.85 (0.80-0.89) in Model 1, wat daarop dui dat die effek van kinderstresors op dwelmgebruiksversteuring met verloop van tyd afgeneem het.
Tabel 3 bied resultate uit Modelle A1a-d en A2a-d (effekte van individuele kindertydstressors op latere dwelmgebruiksversteuring). Na aanpassing vir almal Oorwegings van verwantskappe (Models A2a-d), die hoogste relatiewe risiko-kategorieë vir dwelmgebruiksversteuring was die dood en aanranding van ouers (HR = 2.63 en 2.39, respektiewelik) en aanranding van broers en susters (HR = 1.93).
Tabelle 4a en and4b4b toon resultate van die eerste neef en sibling-pair sensitiwiteit ontledings. Na aanpassing vir ouerlike egskeiding (Models S2), was die relatiewe risiko van dwelmgebruiksversteuring na blootstelling aan ons kumulatiewe 'onverwagte nadelige kinderjare ervaring'-veranderlike 1.65 vir eerste niggies en 1.46 vir volle broers en susters. Na stratifisering vir ouderdomsverskil, is die grootste risiko in die niggies / volle-sibbel-pare gesien wie se verskil in ouderdom groter as 5-jare was (sien Tabelle 4a-b).
Bespreking
Die doel van hierdie longitudinale studie was om die samestellings tussen ervarings van tweedehandse kindertrama (tussen die ouderdomme 0-14 jaar) en later dwelmgebruiksversteuring in die Sweedse adolessente en jong volwasse bevolking (ouderdomme 15-26 jaar) te ondersoek. Ons resultate het getoon dat individue, wat 'n kinderstressor tweedehandse ervaar het, ongeveer twee keer die risiko gehad het van dwelmgebruiksversteuring as diegene wat dit nie gedoen het nie. Die verband tussen ons kumulatiewe stressor veranderlike en dwelmgebruiksversteuring is in die eerste neef en sibling-paar-analise (HR = 1.55 (C) en 1.46 (S), onderskeidelik); In niggies / broers en susters, wie se verskil in ouderdom groter was as 5 jaar, het die relatiewe risiko egter hoog gebly (HR = 1.72 (C) en 1.92 (S), onderskeidelik). Ons weet dit is die eerste landwye studie wat spesifiek ondersoek ingestel het na die uitwerking van tweedehandse ongunstige kinderjare op dwelmgebruiksversteuring. Ons resultate gee sterkte aan die toenemende bewyse wat daarop dui dat omgewingseffekte binne gesinne 'n impak het op die risiko vir dwelmgebruik wanorde (26, 27, 31, 34, 38). Van die individuele stressor kategorieë ondersoek (Tabel 3), die dood van 'n ouer het die hoogste relatiewe risiko van dwelmgebruiksversteuring (HR = 2.63). Ons het ouerlike dood geïdentifiseer uit alle oorsake van Mortality Registers. Ons kon egter nie vasstel of die dood 'n indirekte gevolg was van 'n ander traumakategorie nie (di vorige diagnose van kwaadaardige kanker, ernstige aanranding of toevallige besering).
Ouerlike / volle sibbe-aanranding is geassosieer met hoër relatiewe risiko vir later dwelmgebruiksversteuring (HR = 4.80 en 4.49, onderskeidelik, sien Tabel 3). Hierdie waardes is verswak na aanpassing vir alle oordeelde confounders (HR (P) = 2.39, HR (S) = 1.93). Die mate van verswakking weerspieël waarskynlik die mate van korrelasie tussen risiko van aanranding, die psigopatologie van substansgebruiksversteurings, swak geestesgesondheidstatus en laer vlakke van onderwys. Hierdie faktore kan selfs dui op 'n onderliggende gedragstipe, wat moontlike verwantskappe tussen tweedehandse kindertrama en later dwelmgebruiksversteuring kan inmeng. Die risiko bly egter na aanpassing vir hierdie faktore (en in ons mede-relatiewe sensitiwiteitsontledings), steun aan die hipotese dat tweedehandse ondervinding van trauma gedurende die kinderjare die risiko van later dwelmgebruiksversteuring in adolessensie / volwasse ouderdom verhoog.
Van die ander oorweeg kovariate, was manlik konsekwent geassosieer met 'n hoër relatiewe risiko vir dwelmgebruiksversteuring (Model 4, Tabel 2; HR = 3.32). Dit is in lyn met vorige bevindings dat mans tipies twee keer so geneig is om (en afhanklik van) onwettige stowwe as vroue (39, 40). Net so het ons resultate 'n verhoogde relatiewe risiko van dwelmgebruiksversteuring later in die lewe getoon indien 'n kind ouerlike egskeiding (HR = 2.07) ervaar het, wat weerspieël die verlede ondersoek ondersoek dwelmgebruiksversteuring en die familie struktuur (26, 29-32). Alhoewel daar uitgebreide navorsing is wat negatiewe kinderjare ervarings ondersoek (bv. Seksuele of fisiese mishandeling of verwaarlosing) en nadelige gesondheidsgedrag in die latere lewe (11-18, 41), is navorsing wat spesifiek ondersoek word na die effek van tweedehandse stressor-gebeurtenisse op dwelmgebruiksversteuring, yl. 'N PubMed-soektog het net twee dwelmgebruikstudies aan die lig gebring wat soortgelyke stressor-gebeurtenisse as kovariate insluit. Albei koerante het ons resultate voorlopig ondersteun: Newcomb en Harlow (42) gegroepeerde traumatiese gebeure voortspruitend uit: i) familie en ouers; ii) ongelukke en siektes; en iii) hervestiging, etikettering van sulke gevalle as 'onbeheerbare stresvolle gebeurtenisse'. Hulle het tot die gevolgtrekking gekom dat hierdie gebeurtenisse 'n direkte en gemedieerde impak gehad op substansverbruik op jong volwassenes as hulle tydens die laat adolessensie plaasgevind het (monster 12-18 jaar, N = 376). Die tweede studie deur Reed et al. (43), gebruik retrospektiewe data van jong volwassenes, soos gedefinieer deur DSMiv stressor gebeurtenisse. Hul resultate het voorgestel dat vroeë lewens traumas, gekoppel aan 'n daaropvolgende diagnose van post-traumatiese stresversteuring (PTSD), geassosieer word met verhoogde risiko vir dwelmgebruik (N = 998).
In 'n poging om die gevolgtrekkings van Reed et al te toets. (43) (wat assosiasies tussen kinderstressors en dwelmgebruik kan bemiddel word deur 'n diagnose van PTSV), het ons alle individue in ons studiepopulasie verder geïdentifiseer wat 'n diagnose van PTSV gehad het: i) tussen die ouderdomme 0-14 jaar (N = 532) en ii) tussen 0-26 jaar (N = 5045) deur gebruik te maak van ICD kodes (ICD10 F43; ICD9 308,309) van die Sweedse Hospitaal ontslagregister. Nadat hierdie individue uit ons analise uitgesluit is, was diegene wat ervaar stresfaktore steeds meer as twee keer so geneig om as dwelmmisbruikers geregistreer te word. (0-14 jaar PTSD: HR = 2.17 (1.93-2.35) en 0-26 jaar PTSD: HR = 2.12 (1.92-2.34)). Alhoewel hierdie resultate nie die bemiddelingsteorie van Reed et al blyk te ondersteun nie, moet daarop gelet word dat PTSD-tariewe wat uitsluitlik uit hospitaalafvoerrekords afgelei is, waarskynlik baie laer sal wees as dié wat verkry word uit in-diepte onderhoude (43).
Die kwessie van oorsaaklike inferensie word breedvoerig in epidemiologie bespreek (44), sommige selfs argumenteer dat in die afwesigheid van eksperimentele data, oorsaaklike interpretasie is onmoontlik. Aangesien die risiko vir dwelmgebruik sterk in gesinne loop, sal nageslag van geaffekteerde ouers risikofaktore vir dwelmgebruiksversteuring deel (34). Daarom, die indiensneming van 'n mede-relatiewe vergelyking (wat die aantal omgewingskonflikte dramaties verminder in vergelyking met standaardvergelykings van onverwante individue), kan steun verleen aan die hipotese dat onverwagte kindertydstressors aansienlik bydra tot die etiologie van dwelmgebruiksversteuring in die latere lewe. Soos per ons definisie, kan diskordante neefs / broers en susters ook: i) nooit 'n stressor gebeurtenis ervaar het nie (nog nie gebore) nie; of ii) dit op 'n ouderdom ouer as 14 jaar beleef het; daarom is dit waarskynlik dat ons die risiko vir dwelmgebruiksversteuring in hierdie ontledings onderskat het.
Die risiko vir dwelmgebruiksversteuring was sterker in mede-relatiewe probands wie se ouderdomsverskil 6 jaar of meer was. Dit kan wees as gevolg van die feit dat niggies / broers en susters, wie se ouderdomsverskil 5 jaar of minder was, beheer word vir 'n groter hoeveelheid omgewingsfaktore (34). Dit is egter ook moontlik dat 'n belangrike komponent van die risiko verskil weerspieël hoeveel van die kwesbaarheidsduur vir dwelmgebruiksversteuring wat elke niggie / broer of suster reeds oorleef het.
Sterkpunte en beperkings
'N Groot sterkte van ons studie is die jaarlikse steekproefneming van 'n nasionale bevolking van 1995-2011 en die aanwending van veelvuldige databronne om dwelmgebruiksversteuringsgevalle vas te lê. Ons data is byna 100% voltooi vir dwelmgebruiksversteuring en alle ander mediese diagnoses wat as kovariate in hierdie studie gebruik word. Vir alle hospitalisasies was slegs 0.4% van persoonlike identifikasienommers en 0.9% van alle hoofdiagnoses ontbreek. Dit het ons in staat gestel om die eerste landwye studie uit te voer om die effekte van onverwagte kinderstresors op dwelmgebruiksversteuring te ondersoek. Desondanks is daar verskeie beperkings van ons studie wat ook bespreek moet word.
Ons het dwelmgebruiksversteuring van mediese, apteek- en kriminele rekords geïdentifiseer, deur gebruik te maak van ICD kodes om gevalle binne ons studiebevolking vas te lê. Alhoewel hierdie metode die belangrike voordeel het om nie die akkurate respondent te herroep en te rapporteer nie, bly die risiko vir wanbetalingsvooroordeel. Verder behoort individue wat in Sweedse registers gevang word, waarskynlik aan 'n subgroep van meer ernstige dwelmgebruikers, wat deur ons 'n dwelmgebruiksversteuring genoem word. Studie wat in Noorweë gedoen is, het egter die tariewe van dwelmgebruik en afhanklikheid van 3.4% gerapporteer, met behulp van DSM-III-R-kriteria, wat identies is aan dié wat deur ons registergebaseerde studie gevind word (45, 46).
Alhoewel ons deur DSM-IV traumatiese gebeure en stressorskriterium (spesifiek leer oor trauma aan onmiddellike familielede) (22), het ons ons veranderlikes geskep uitsluitlik gebaseer op ons interpretasie van stressors wat maklik met ICD kodes van mediese rekords geïdentifiseer kan word. Dit het dit moeilik gemaak om ons tweedehandse trauma blootstelling te bekragtig. Ons is egter gerusgestel deur 'n eksterne oudit van die Sweedse Hospitaal ontslagregister, wat daarop dui dat die oorgrote meerderheid diagnoses 85-95% geldig is (47).
Hierdie studie is gebaseer op Sweedse bevolkingsdata. Aangesien die vlakke van dwelmgebruik in Swede laag beskou word in vergelyking met ander Westerse lande en dat die Sweedse bevolking vrye toegang het tot verskeie aspekte van gesondheidsorg en ondersteuningsisteme en hulpbronne, is dit nie duidelik hoe oordraagbaar hierdie resultate vir ander bevolkings is nie Toegang tot sulke hulpbronne is beperk.
Laastens, soos die studietydperk sestien jaar strek, kan sekulêre tendense (soos periode en kohorte-effekte) die impak op ons bevindings beïnvloed. 'N Onlangse studie van dwelmmisbruik in Swede oor vier dekades het egter getoon dat 1997-2010, periode- en kohorte-effekte op hospitalisasies weens dwelmmisbruik relatief stabiel gebly het (48).
Gevolgtrekkings
Die resultate van hierdie studie toon dat verenigings tussen onverwagte ongunstige kinderjare ervarings en later dwelmgebruiksversteuring bly, selfs na aanpassing vir gesin sielkundige afwykings, en dwelm- en alkoholgebruiksversteurings. Ons kan dus nie die hipotese verwerp dat vroeë blootstelling aan sulke stressors een moontlike voorloper is tot dwelmgebruiksversteuring nie. Verder, resultate van ons mede-relatiewe sensitiwiteitsontledings twyfel oor teorieë wat daarop dui dat assosiasies tussen onverwagte ongunstige kinderjare ervarings en dwelmgebruiksversteuring nie oorsaaklik is nie. Op grond van ons resultate kan huidige en toekomstige beleid baat vind by nuwe inisiatiewe om vroeger die meer kwesbare lede van die bevolking te identifiseer vir dwelmgebruiksversteuring.
Erkennings
Hierdie werk is ondersteun deur toekennings van die Nasionale Instituut vir Dwelmmisbruik (R01 DA030005), die Sweedse Navorsingsraad (2012-2378 (toegeken aan JS), K2009-70X-15428-05-3 (KS) en K2012-70X-15428 -08-3 (KS)), die Sweedse Raad vir Werk en Sosiale Navorsing (2007-1754: JS; 2013-1836: KS) en die Sweedse Raad vir Inligting oor Alkohol en Ander Geneesmiddels (KS), sowel as ALF befondsing van Streek Skåne toegeken aan JS en KS.
Aanhangsel
Onverwachte ongunstige kinderjare ervarings: ICD Codes
Kwaadaardige kanker
ICD8: 140–49, 150–59, 160–63, 170–74, 180–89, 190–99, 200–09; ICD9: 1400-2089; ICD10: C000-C970.
Permanente ongeskiktheid (volle / gedeeltelike verlies van ledemate (s))
ICD8 / 9: 887.x, 896.x, 897.x; ICD10: S48.0,1,9, S58.0,1,9, S68.4,8,9, S78.0,1,9, S88.0,1,9, S98.0,4, T13.6, T11.6, T05.1,2,3,4,5,6.
Permanente gestremdheid (rugmurgbesering)
ICD8: 806.x, 958.x; ICD9: 952.x, 806.x; ICD10: S12, S12.1, S12.2, S12.7, S12.9, S14, S14.1, S24, S24.1, S34.0, S34.1, S34.3, G82.x, T06.1, T09.3, T91.1, T91.3, S22.0, S22.1, S32.0, S32.1, S32.2, S32.7, S32.8.
Aanranding
ICD8 / 9: E960-E969; ICD10: X850-Y099 Y87.1.
Familiale genetiese faktore
Ouer geestesgesondheid status
ICD8: 295.xx, 296.xx, 298.xx, 297.xx, 299.xx, 300.xx 301.xx; ICD9: 295-316; ICD10: F20–29, F30–39, F50–59, F60–69.
Ouer alkoholgebruiksversteuring
ICD8: 291, 980, 571, 303; ICD9: 291, 303, 305A, 357F, 425F, 535D, 571A-D, 980, V79B; ICD10: F10 (uitgesonderd akute alkoholvergiftiging: F10.0), Z50.2, Z71.4, E24.4, G31.2, G62.1, G72.1, I42.6, K29.2, K70.0-K70.9, K85.2, K86.0, O35.4, T51.0-T51.9; Anatomiese Terapeutiese Chemiese (ATC) kodes in die voorgeskrewe geneesmiddelregister: disulfiram (N07BB01), akamprosaat (N07BB03), of naltreksoon (N07BB04). Daarbenewens het ons individue geïdentifiseer met minstens twee oortuigings van dronkbestuur (wet 1951: 649) of dronk in beheer van maritieme skepe (wet 1994: 1009) in die Misdaadregister. Ons gebruik die oorsaak van doodregister om data oor alkoholverwante dood te verkry en gebruik dieselfde kodes as hierbo.
Ouderdom / Volle-broers en susters dwelmgebruiksversteuringskodes was dieselfde as beskryf vir die afhanklike veranderlike in die hoof teks.
voetnote
Verklaring van belang: Befondsing vir hierdie studie is verskaf deur NIDA Grant R01 DA030005, die Sweedse Navorsingsraad Grant 2012-2378MH en K2012-70X-15428-08-3, en die Sweedse Raad vir Lewens- en Sosiale Navorsingsubsidies 2007-1754 en 2013-1836; die bogenoemde liggame het geen verdere rol in studieontwerp gehad nie; in die versameling, analise en interpretasie van data; in die skryf van die verslag; of in die besluit om die referaat vir publikasie in te dien.
Verwysings
;
