Malalta 2D: 4D-valoroj estas asociitaj kun videoludaj toksomanioj (2013)

PLOJ Unu. 2013 Nov 13;8(11):e79539.

doi: 10.1371 / journal.pone.0079539. eCollection 2013.

Kornhuber J1, Zensoj EM, Lenz B, Stoessel C, Bouna-Pyrrou P, Rehbein F, Kliem S, Mößle T.

abstrakta

La signalado dependa de la androgenoj reguligas la kreskadon de la fingroj sur la homa mano dum embriogenezo. Pli alta androgen-ŝarĝo rezultigas pli malaltajn kvocientojn de 2D: 4D (dua cifero al kvara cifero). Antaŭnaska androgen-ekspozicio ankaŭ efikas cerbonevoluon. 2D: 4D-valoroj estas kutime pli malaltaj en maskloj kaj estas rigardataj kiel proxy de maskluma cerba organizo. Ĉi tie ni kvantumis videoludan konduton en junaj maskloj. Ni trovis malaltan valoron 2D: 4D en subjektoj, kiuj estis klasifikitaj laŭ la CSAS-II kiel havanta riskan / dependigan konduton (n = 27) kompare kun individuoj kun neproblema video-ludada konduto (n = 27). Tiel, antaŭnaska androgen-ekspozicio kaj hiper-vira cerba organizo, kiel reprezentas malaltaj valoroj 2D: 4D, estas asociitaj kun problemaj videoludaj kondutoj. Ĉi tiuj rezultoj povas esti uzataj por plibonigi la diagnozon, prognozon kaj malhelpi videoludan dependecon.

Enkonduko

Alta antaŭnaska androgenŝarĝo, induktita per plibonigo de hormonaj niveloj aŭ pli sentema androgenaj transduktaj vojoj, rezultas en pli longa kvara cifero (4D) relativa al la dua cifero (2D) en plenkreska homa mano. [1]. Tial, 2D: 4D-valoroj estas konsiderataj kiel sekse dimorfaj, kun valoroj kutime pli malaltaj en maskloj kompare kun inoj. [2]-[4]. Plie, la antaŭnaska ŝargo de androgenoj havas organizan efikon al cerba strukturo kaj funkcio [5]. Kiel rezulto, 2D: 4D-valoroj estas asociitaj kun larĝa gamo de masklaj / inaj kondutaj fenotipoj. Malalta 2D: 4D-valoroj asocias, ekzemple, kun aŭtismaj ecoj [6], [7]; Malordo de deficito por atento (TDAH) [8], [9]; atletika agado [10], [11]; spacaj kapabloj [12]-[15]; abstrakta rezonado [16]; nombraj kapabloj [17]-[19]; kunlaboro, praveca konduto kaj justeco [20], [21]; nombro de dumvivaj seksaj partneroj [22]; kaj reprodukta sukceso [23]. La pruvoj ligantaj la antaŭnaskan androgenan ŝarĝon kun malaltaj valoroj 2D: 4D kaj kondutaj trajtoj estis ĵus reviziitaj [24], [25].

Ni antaŭe montris malpli altan valoron 2D: 4D en pacientoj kun alkohola dependeco [26], substanco-rilata dependiga malordo kun pli alta tropezo ĉe maskloj ol inoj [27], [28]. En ĉi tiu studo, ni celis analizi ĉu malaltaj valoroj de 2D: 4D ankaŭ estas rilataj al kutima videaj ludokonduto, kiu estas ne-substanca rilato al dependeco. Severa ludado kondutas multe pli ofte ĉe maskloj kompare kun inoj [29]-[32] kaj rilatas al sento serĉanta [33] kaj ADHD [34]. Patologia videoludado povas esti rigardata kiel hiper-vira konduto. Tial, ni hipotezis, ke maskloj kun patologia videoludokonduto eble estis antaŭnaskaj al pli alta androgen-ŝarĝo, kiel indikas iliaj pli malaltaj valoroj 2D: 4D.

metodoj

Ĉi tiu studo estas parto de la projekto Finger-Length in Psychiatry (FLIP) de la Fako de Psikiatrio kaj Psikoterapio de Erlangen same kiel la modulo de studo de intervjuoj longitudinales de la projekto titolita "Toksomanio Interreto kaj Videoludoj - Diagnozo, epidemiologio, etiopatogenezo, traktado kaj antaŭzorgo "de la Instituto por Esplorado de Kriminologio en Malsupra Saksio. La Projekto FLIP estis realigita kiel aldonaĵo ĉe la dua mezurata okazo (t2) de la longituda intervjuo studo. Ĉi tiu enketo kondukis laŭ la principoj esprimitaj en la Deklaracio de Helsinko. La studo estis aprobita de la loka etika komitato (Etika Komitato de la Germana Psikologia Socio [Deutsche Gesellschaft für Psychologie]). Skriba informita konsento estis akirita post havigi kompletan priskribon de la studo al ĉiuj subjektoj.

Inter februaro kaj decembro 2011, 70 temoj partoprenis ĉe la unua mezura okazo (t1) de la laŭlonga intervjua studo (ili estis origine elektitaj el entute 1,092 eventualaj partoprenantoj varbitaj per lernejoj, universitatoj, interretaj forumoj, ĵurnaloj kaj konsilaj centroj) . Antaŭkondiĉoj por studa partopreno ĉe t1: vira, 18-21-jaraĝa, kutimaj videoludantoj kun aŭ pli ol 2.5 horoj da ludado ĉiutage aŭ poentaro pri Videoluda Aldona Skalo (CSAS-II)> 41 [29], Vidu suben). De marto 2012 ĝis januaro 2013, 64-partoprenantoj povus esti intervjuataj denove ĉe la sekvado de t2 de la longituda intervjuo. Je ĉi tiu mezurata okazo tuta de 54-temoj konsentis aldone partopreni la FLIP-projekton. Ĉi tiuj 54-temoj povas esti karakterizitaj kiel sekvas: 53 Kaŭkaza, 1 azia. Meznombra aĝo ĉe t1 estis 18.9 jaroj (SD = 1.1). 24 el la partoprenantoj havis pli altan edukan nivelon (Abitur aŭ pli alte), aliaj 24 havis mezlernejan instruadon (Reallernejo), 5 raportis malsuperan mezlernejon (Hauptschule) kaj unu neniu diplomiĝis.

Videoludo-toksomanio estis taksita per CSAS II [29] ĉe t1. La CSAS II baziĝas sur la Interreta Bedaŭrinda Skalo ISS-20 [35], [36], kiu estis etendita kaj adaptita por taksi videoludan dependecon. La CSAS-II konsistas el 14-aĵoj (4-punkta skalo: 1  = malĝusta al 4  = absolute vera) kaj kovras la dimensiojn maltrankvilo / salience (4 eroj), konflikto (4 eroj), perdo de kontrolo (2 eroj), retiriĝaj simptomoj (2 eroj), kaj toleremo (2 eroj). La elementoj de la CSAS-II montras altan vizaĝvalidecon, kaj la instrumento montras bonan konverĝan validecon por subjektivaj mem-pritaksaj mezuroj de videoludvendejo [29], [30]. Plie, la CSAS-II-klasifiko de videoludvario ne nur asocias kun troa ludado, sed ankaŭ identigas malsamajn mezurojn de funkcia nivelo kaj bonfarto. [29], [30], [37]. Oni uzas la sekvajn diagnozajn detalojn: 14-34 = neproblema, 35-41 = riskas iĝi toksomaniulo, kaj 42-56 = toksomaniulo.

Laŭ CSAS-II-klasifiko, kiu preterpasas nurajn ludtempojn, 27-partoprenantoj estis klasifikitaj kiel senproblemaj videoludantoj, 17 kiel en risko iĝas toksomaniulo kaj 10 kiel toksomaniulo. Pro la malgranda nombro de temoj esploritaj, la du grupoj "en risko iĝi toksomaniulo" kaj "drogemuloj" aliĝis por analizoj. Tiel, du CSAS-II-kategorioj (sen problemo kontraŭ riskoj / dependaj) kun ĉiu 27-subjektoj estis esploritaj en ĉi tiu studo.

Psikologiaj problemoj kaj simptomoj de psikopatologio estis taksitaj ĉe t1 per la Mallonga Simptoma Inventaro (BSI). [38]. La sentoj interpersona sentiveco (T = 52.26, SD = 11.81), depresio (T = 53.98, SD = 11.64), angoro (T = 54.30, SD = 10.23), kaj malamikeco (T = 52.20, SD  = 11.56) estis uzataj kiel kontrolaj variabloj en la multvariaj analizoj. Krome, ADHD-simptomatologio, kiu ankaŭ estis uzata kiel kontrola variablo, estis taksita per la ADHD-Projekcio por plenkreskuloj (ADHS-E; T = 54.02, SD = 8.79) [39].

Ebenaĵa skanilo Avision IS1000 (Hsinchu, Tajvano) estis uzata por skani la manojn de la partoprenantoj ĉe t2. Por pliigi akuratecon, malgrandaj markoj estis desegnitaj sur la bazaj ĉifroj de ĉiu el la partoprenantoj 'indekso kaj ringaj fingroj antaŭ skanado. Ambaŭ manoj estis skanitaj samtempe, kun palmoj malsupren, en nigra-blanka reĝimo. Ni uzis la GNU-Manipuladan Programon (GIMP, versio 2.8.4; www.gimp.org) mezuri la longojn de la indekso (2D) kaj ringo (4D) fingrojn de la manaj skanadoj. Ĉi tiu tekniko provizas bonan fidindecon [40]. La totala longo de la dua kaj kvara cifero de la maldekstra kaj dekstra manoj estis kvantigita de la mezo de la basa ĉifro ĝis la pinto de la fingro kaj estis determinita en unuoj de rastrumeroj uzante la GIMP "mezuri" ilon. La mezuroj estis faritaj de tri sendependaj individuoj, kiuj estis blindaj al la hipotezo kaj blindaj al la diagnozo-kategorio. Meznombraj valoroj de la tri mezuroj estis kalkulitaj por la dua kaj kvara cifero.

Statistikaj analizoj estis kalkulitaj uzante IBM SPSS 19 (Armonk, Novjorko, Usono) kaj la R-programon.

rezultoj

Diferencoj en aĝo inter la senproblemaj kaj en risko / dependaj grupoj estis analizitaj per la t-testo de Student; diferencoj en eduknivelo de la Fisheŕs preciza testo por eventualaj tabuloj pli grandaj ol 2 × 2 [41], [42]. Ambaŭ el la CSAS II-grupoj (sen problemo kontraŭ risko / toksomaniuloj) bone kongruis kun aĝo (t = 1.544, p = 0.129) kaj eduka nivelo (p = 0.381; vidu tablo 1).

tablo 1 

Meznombro 2D: 4D kaj Dr – l valoras ĉe individuoj kun problemo kontraŭ riskaj / dependaj videoludludkonduto.

La fidindeco de la tri mezuroj de la fingroj estis kalkulita por ĉiu fingro aparte por la dekstra kaj maldekstra mano uzante la dudirekta hazarda intra-klasa korelacio (ICC) [43]. ICCoj ankaŭ estis kalkulitaj por kvocientoj 2D: 4D kaj dekstre 2D: 4D-maldekstra 2D: 4D (Dr – l) valoroj. La fidindeco de la tri ratistoj estis alta por ambaŭ la dekstra mano (2D: ICC = 0.995; 4D: ICC = 0.995; 2D: 4D: ICC = 0.944), la maldekstra mano (2D: ICC = 0.996; 4D: ICC = 0.994 ; 2D: 4D: ICC = 0.937), kaj la aritmetika meznombro (2D: 4D: ICC = 0.961). La fidindeco de la Dr-l-valoroj ankaŭ estis alta (ICC = 0.764).

Devio de normala distribuo estis testita per la testo de Kolmogorov-Smirnov. La 2D: 4D (aritmetika meznombro: Z = 0.931, p = 0.351, maldekstra mano: Z = 0.550, p = 0.923, dekstra mano: Z = 0.913, p = 0.375) kaj D-l (Z = 1.082, p = 0.193) valoroj ne diferencis de normala distribuo. La averaĝaj valoroj 2D: 4D kaj Dr – l estas prezentitaj en tablo 1.

Diferencoj en 2D: 4D kaj Dr-1-valoroj depende de eduka nivelo estis provitaj por la senproblema kaj en risko / dependigita grupo per la Kruskal Wallis-testo. _Pearson_ korelacio koeficientoj estis kalkulita. La korelacio inter 2D: 4D-valoroj por la dekstra kontraŭ maldekstra mano estis 0.788 (p <0.01). 2D: 4D kaj Dr-l-valoroj ne diferencis signife laŭ eduka nivelo ene de la senproblema (aritmetika meznombro: χ2(2, N = 54) = 1.831, p = 0.400, maldekstra mano: χ2(2, N = 54) = 2.247, p = 0.325, dekstra mano: χ 2(2, N = 54) = 2.005, p = 0.367, Dr-1: χ2(2, N = 54) = 0.637, p = 0.747) kaj en risko / toksomaniulo (aritmetika meznombro: χ2(3, N = 54) = 3.363, p = 0.339, maldekstra mano: χ2(3, N = 54) = 2.139, p = 0.544, dekstra mano: χ2(3, N = 54) = 3.348, p = 0.341, Dr-1: χ2(3, N = 54) = 0.460, p = 0.928).

Asocioj inter mezuroj de 2D: 4D (maldekstra mano, dekstra mano, aritmetika meznombro, Dr-1) kaj videoludvendejo (sen problemo kontraŭ en risko / dependeca grupo) estis testitaj per ne-parametric-multvariega aliro bazita sur la principo de rekursie. dispartigo, te kondiĉaj konkludaj arboj (C-Arbo; [44], [45]). Kontroli pri interpersona sentiveco, depresio, angoro, malamikeco kaj ADHD, komparebla al paŝaj regresoj ne-signifaj antaŭdirantoj estas ekskluditaj. Uzante la C-Arba algoritmo la tutmonda hipotezo de sendependeco inter iu ajn el la enigaj variabloj kaj la responda variablo estas testita per permuta testkadro [46]. Por metrikaj variabloj la C-Arba algoritmo efektivigas binaran disigon en la elektita eniga variablo. Por determini la "plej bonan" binaran disigon, oni disponigas plurajn dividajn kriteriojn (ekz. "Gini-graveco", "malpureco de nodo" aŭ "entropio"). Tamen, la plej multaj disigaj kriterioj ne aplikeblas al korelitaj respondo-variabloj aŭ respondo-variabloj mezuritaj kun malsamaj skaloj formatoj (ekz., Metriko kaj nominala). Ni do uzis la kreadon de permutaj testoj priskribitaj de Hothorn et al. [47] (p. 6, ekvacio 3). Ĉar permutaj testoj derivas la p-valorojn de specif-specifaj interŝanĝaj distribuoj de la testaj statistikoj, nur p-valoroj estas raportitaj. La R-pakaĵo "partio" (laboratorio por rekursia dispartigo; [47], [48]) estis uzata por ĉi tiu analizo.

En la multvariebla ne-parametric analizoj, mezuroj de 2D: 4D (aritmetika meznombro, maldekstra mano, dekstra mano) estis asociitaj kun videa ludo-toksomanio (sen problemo kontraŭ en risko / dependeca grupo) kiam regas por interpersonaj sentemo, depresio, timo, malamikeco. kaj ADHD: 1. Studaj partoprenantoj kun averaĝa 2D: 4D-proporcio pli malalta ol 0.966 montris signife pli altan riskon esti videoludvindulino (p = 0.027, d  = 0.71). 2. Por la maldekstra mano, studpartoprenantoj kun 2D: 4D-proporcio pli malalta ol 0.982 montris signife pli altan riskon esti videoludaj toksomaniuloj (p = 0.013, d = 0.93). 3. Por la dekstraj manaj studaj partoprenantoj kun 2D: 4D-proporcio pli malalta ol 0.979 montris signife pli altan riskon esti videoluda toksomaniulo je la nivelo de p <0.10 (p = 0.095, d  = 0.66). Cetere, studpartoprenantoj, kiuj aldone gajnis pli ol 60 (T-poentaro) ĉe la ADHS-E, estis precipe en risko (p = 0.078, d = 0.69). Neniu signifa asocio estis trovita por Dr-1 (p = 0.127). Figuroj 1a al 1c ilustri la riskon de dependecaj videoludoj por la meznombro 2D: 4D, kaj ankaŭ la maldekstra kaj dekstra valoroj de 2D: 4D en C-arbo. Sendepende de la raportitaj valoroj de 2D: 4D signifas diferencojn de grupoj en mezuroj de 2D: 4D inter nemalhavebla kaj en danĝero / dependeco povas esti observata, kio estas ekzempligita por meznombraj 2D: 4D en figuro 2 uzante la saman analizon kun inversaj dependaj kaj sendependaj variabloj. Kune, ĉi tiuj rezultoj indikas, ke riskaj / dependaj videoludantoj havas pli malgrandajn kvocientojn 2D: 4D.

figuro 1 

Kondiĉa Inferenco arbo intrigo.
figuro 2 

Kondiĉa Inferenco arbotero.

Por taksi la valoron de la 2D: 4D-proporcio kiel diagnozan teston pri la diskriminacio de videolud-dependaj / kontraŭ risko-individuoj kontraŭ kontroloj kun problemo de ludado, ni uzis ROC-analizon por kalkuli valorojn AUC, same kiel sentivecon kaj specifecon ĉe la Youden-punkto [49] (la punkto sur la ROC-kurbo kie la sumo de sentemo kaj specifeco estas maksimumigita). La ROC-analizo montras, ke la diagnozo precizeco de la 2D: 4D-proporcio de la maldekstra mano estas plej alta (AUC 0.704, sentemo 0.852, specifeco 0.556), sekvata de tiu de la dekstra mano (AUC 0.639, sentemo 0.815, specifeco 0.481). Laŭ Hanley kaj McNeil [50] ni kontrolis diferencojn en parigaj AUC-oj sen signifaj rezultoj (Z = 1.147, p = 0.25).

diskuto

Ĉi tiu estas la unua enketo liganta antaŭnaskan androgenan ekspozicion kun dependiga videoludokonduto. En ĉi tiu studo, ni trovis malaltan valoron de 2D: 4D en subjektoj kun risko kaj kutima videoludokonduto. Efektoj pli grandaj ol d = 0.66 indikas moderan-fortan efikon [51]. Neniuj aliaj konsiderataj antaŭdirantoj, escepte simptomoj de ADHD por la ĝustaj kalkuloj 2D: 4D estis statistike signifaj en la multvariebla ne-parametra analizo. La observata asocio inter riskaj / dependaj videoludoj kaj malaltaj valoroj 2D: 4D povas esti interpretitaj laŭ pluraj manieroj. (1) malgranda 2D: 4D valoro rekte induktas dependigan ludan konduton; tamen, ekzistas neniuj atestoj en la literaturo por subteni ĉi tiun eblon. (2) Dependa ludado konduto rekte induktas malaltan 2D: 4D valoroj. Tamen, ĉi tiu ebleco estas malverŝajne ĉar antaŭaj studoj pruvis, ke 2D: 4D-valoroj restas konstantaj tra la vivo post naskiĝo [52]. (3) Komuna me isanismo respondecas pri malaltaj valoroj 2D: 4D kaj kutima ludado. Surbaze de la ekzistantaj datumoj, tia faktoro provizas la plej probablan klarigon. La rezultoj de la kalkuloj de 2D: 4D C-arbo kun plia klariga potenco de simptomoj de ADHD ankaŭ subtenas ĉi tiun klarigon. Dependa ludado estas pli ofta ĉe maskloj [29]-[32] kaj estas rilata al TDAD [34] kaj sento serĉanta [33]. Ĉiuj ĉi tiuj ecoj antaŭe estis ligitaj al malaltaj valoroj 2D: 4D. Ofta kialo de ĉi tiuj asocioj ŝajnas esti alta androgenŝarĝo dum gravedeco.

Kompreni la vojojn kondukantajn de plibonigita antaŭnaska testosterono al ludomanio estas decida por difini eblajn politikojn celantajn videoludan dependecon. Antaŭnaska testosterono povas indukti dependigan konduton tra pluraj kanaloj inkluzive de jenaj: (1) Antaŭnaska testosterona abundo modulas la mesolimban kompensan sistemon. [53] tiel plene influante la kutiman konduton de adicto en plenkreskuloj. (2) La specifaj reguloj kompare kun la reala mondo al la reala mondo povus kompensi limojn en sociaj interagaj kapabloj kaŭzitaj de alta antaŭnaska testosterona ŝarĝo. Pli altaj fetalaj testosteronaj niveloj montris malpliigi simpation kaj la kapablon deĉifri emocian vizaĝan esprimon, te kompreni kion aliaj homoj pensas kaj sentas. [54]. En linio kun tio, pli malaltaj 2D: 4D-valoroj estis rilatitaj al reduktita empatio ĉe maskloj [55]. Plie, pli malgranda 2D: 4D estas ligita al pli indiscriminada socia suspekto [56]. Tiel, alta antaŭnaska testosterona povus kaŭzi interpersonajn problemojn kaj socian izolecon kaj, tiel, kaŭzas patologian videoludan konduton kiel traktado. (3) Estas verŝajne, ke la kapabloj, kiuj faciligas aŭ malhelpas uzon de komputilo, modulas la riskon de persono evoluigi videoludvendejon. Tiel, niaj rezultoj koincidas kun antaŭaj trovoj ligantaj malaltan 2D: 4D kun programoj rilatigitaj al Java kaj altaj 2D: 4D valoras kun komputika rilata timo [57].

Antaŭe ni trovis malaltan valoron de 2D: 4D ĉe individuoj kun alkohola dependeco [26], substanco-rilata al toksomanio malordo. Notindas, ke malaltaj valoroj 2D: 4D ankaŭ okazas ĉe individuoj kun videaj videoludado, kio estas ne-substanca rilatanta dependiga malordo, kiu estas pli ofta ĉe maskloj ol inoj. Ĉi tiu rezulto emfazas la similecon inter dependeco-rilata substanco kaj dependeco pri interretaj ludoj [58]. Laŭ la DSM-5, interreta ludado malordo estas inkluzivita en la apendico kiel temo por plia esplorado. La literaturo sugestas biologian bazon de komputila kaj interreta ludado [59]-[61]. La rezultoj prezentitaj ĉi tie provizas pliajn atestaĵojn pri biologia bazo de interreta ludado-toksomanio kaj, tiel, proponas argumenton por ĝia klasifiko kiel toksomania malordo.

Multaj fenomenoj estis ligitaj al malaltaj valoroj 2D: 4D, la plimulto el kiuj estas kongruaj kun la hiper-vira cerba hipotezo. Tiel, malaltaj valoroj 2D: 4D povas esti konsiderataj kiel proxy de la endofenotipo "hiper-vira cerba organizo". Tamen, la preciza efiko de alta antaŭnaska ŝargo de la androgenoj sur la vivo de individuo kaj pri la estonta plenkreska konduto de tiu individuo devas ankaŭ dependi de aldonaj variabloj kaj influoj. La specifa kondutfenotipo evoluanta rezulte de la hiper-vira cerba organizo plej verŝajne dependas de multego de genetikaj kaj mediaj faktoroj, kiuj spertas dum individua vivo. Sekve, la ĉeesto de malaltaj valoroj 2D: 4D ne sugestas specifan diagnozon aŭ prognozon por iu ajn individuo. Tamen, scio pri valoroj de 2D: 4D eble helpas plibonigi diagnozon kaj prognozon de individuo asociitaj kun malsamaj problemaj kondutoj kaj malsanoj kiam uzata kombine kun aliaj markiloj.

Ĉi tiuj rezultoj povas havi gravajn implicojn por la diagnozo, prevento kaj konsekvencoj de dependiga ludado. Malalta valoro 2D: 4D sole ne diagnozas dependigan ludon, sed ĉi tiu faktoro povas faciligi la diagnozon kiam uzata kune kun aliaj markiloj. Malalta valoro 2D: 4D povas helpi identigi individuojn, kiuj riskas estontan evoluon de adictivaj ludoj kaj eble faciligos preventadon. Pluraj provoj estis faritaj por antaŭdiri la evoluon de interreta ludludo en individuoj [62]-[67]. Malalta valoro 2D: 4D estas nova trajto; kombinita kun aliaj markiloj, ĝia uzo povas plibonigi la prognozon de la estonta disvolviĝo aŭ la aktuala diagnozo de interreta ludo-dependeco. Tiaj plibonigitaj antaŭdiraj modeloj povas ebligi la disvolviĝon de efikaj preventaj strategioj.

Ni esploris individuojn en mallarĝa aĝo; plie, la meza aĝo ne diferencis inter la du grupoj. En antaŭaj studoj, aĝo estis, se ajn, nur marĝene asociita kun valoroj de 2D: 4D [68]. Sekve, aĝo ne estis konsiderata en la ne-parametraj analizoj. Notinde, eduka nivelo ne diferencis inter la du grupoj esploritaj en ĉi tiu studo.

En aldonaj analizoj ni ankaŭ kontrolis eblan ne-monotonan interrilaton inter mezuroj de 2D: 4D kaj videoludvendejo uzanta la CSAS-II-suman poentaron, ĉar ĉi tio estis ekzemple raportita por mezuroj de 2D: 4D kaj altruismo [69]. La linearaj malprogresaj analizo montris neniun signifan linian, kvadratan aŭ kombinitan tendencon - ankaŭ kun logaritma transformo de la aritmetika meznombro (vidu [69]). Krome ĉi tiuj rezultoj estis konfirmitaj per ne-parametraj regresaj analizo [70], [71]. Kune ĉi tiuj analizoj subtenas la supozon konsideri videoludan dependecon kiel tipan konstruon kun kvalitaj distingaj kategorioj (neproblemaj kontraŭ problemaj, te je risko / toksomaniuloj), kiel antaŭe raportite pri alkohola dependeco [72].

La tempo pasigita kun videoludado sole ne difinas dependecon. Por la diagnozo "videoludvendejo" pliaj kriterioj devas esti plenumitaj: maltrankvilo, retiro, toleremo, perdo de kontrolo kaj daŭra uzo malgraŭ negativaj konsekvencoj. Forto de ĉi tiu studo estas la kunmetaĵo de la partoprenantoj. Ĉiuj partoprenantoj pasigis iom da tempo ĉiutage per videoludado, sed nur duono de la partoprenantoj havis aldonajn kriteriojn, difinante ilin esti en danĝero / dependeco (taksite de CSAS-II). Niaj rezultoj tiel difinas 2D: 4D kiel riska faktoro specife rilata al dependecaj videoludoj, ne nur al videoludo ludanta per si.

Pluraj studaj limigoj devas esti notitaj. Ni uzis unu-centran, transversan, kaz-kontrolan dezajnon, kiu permesas la detekto de asocioj nur, sen kaŭzaj rilatoj. Plie, ni esploris nur masklojn, kaj la specimena grupo estis relative malgranda. La forta efikeco de 2D: 4D pri videoluddependeco probable ebligis la detekto de grupaj diferencoj malgraŭ la relative malalta nombro de subjektoj. En nia antaŭa studo, ni trovis fortan efikan grandon rilate al 2D: 4D al alkohola dependeco [26]. Pro la bonkonataj seksaj diferencoj en dependiga konduto [5], estontaj studoj devus inkluzivi inojn, devus inkluzivi aliajn etnojn kaj ankaŭ inkluzivi pli grandan specimenan grandon.

Dankojn

Ni ŝatus danki ĉiujn niajn partoprenantojn, nian studentan asistanton Julia Weberling, kaj nian IT-sisteman administranton André Liedtke.

Financa Rakonto

Financado por ĉi tiu studo estis provizita per intramuraj stipendioj de la Universitata Hospitalo de Friedrich-Alexander-Universitato de Erlangen-Nurenbergo kaj de la Ministerio por Scienco kaj Kulturo de Malsupra Saksio. La financistoj havis neniun rolon en la studdezajno, datumkolektado kaj analizo, decido eldoni, aŭ preparado de la manuskripto.

Referencoj

1. Zheng Z, Cohn MJ (2011) Evolua bazo de sekse dimorfaj kvocientoj. Proc Natl Acad Sci Usono 108: 16289-16294 [PMC libera artikolo] [PubMed]
2. Manning JT, Scutt D, Wilson J, Lewis-Jones DI (1998) La proporcio de 2nd al 4th-longo: prognozanto de spermo-nombroj kaj koncentriĝoj de testosterono, luteinizanta hormono kaj estrogeno. Hum Reprod 13: 3000 – 3004 [PubMed]
3. Manning JT, Bundred PE, Flanagan BF (2002) La proporcio de 2nd al 4th-cifero: proxy por transaktiviga agado de la androgen-recepta geno? Med hipotezo 59:: 334-336. S0306987702001810 [pii]. [PubMed]
4. Hönekopp J, Watson S (2010) Meta-analizo de cifera proporcio 2D: 4D montras pli grandan seksan diferencon en la dekstra mano. Am J Hum Biol 22: 619-63010.1002 / ajhb.21054 []. [PubMed]
5. Lenz B, Müller CP, Stoessel C, Sperling W, Biermann T, kaj aliaj. (2012) Seksa hormona agado en alkohola dependeco: Integriĝo de organizaj kaj aktivaj efikoj. Prog Neurobiol 96: 136-163 [PubMed]
6. Hönekopp J (2012) Rilata proporcio 2D: 4D rilate al aŭtismaj spektrotaj malordoj, empateco kaj sistemigo: kvanta revizio. Aŭtismo Res 5: 221-23010.1002 / aur.1230 []. [PubMed]
7. Teatero ML, Netley C (2013) Maltrankviliga revizio de la esplorado pri la ekstrema vira teorio kaj cifera proporcio (2D4D). J Autism Dev Disord. 10.1007 / s10803-013-1819-6 []. [PubMed]
8. Stevenson JC, Everson-Ĉefministro, Williams DC, Hipskind G, Grimes M, kaj aliaj. (2007) Atentaj simptomoj kun hiperaktivaj malsanoj (ADHD) kaj ciferaj kvocientoj en kolegio-specimeno. Am J Hum Biol 19: 41-5010.1002 / ajhb.20571 []. [PubMed]
9. Martel MM, Gobrogge KL, Breedlove SM, Nigg JT (2008) Maskligitaj fingroj-longaj rilatoj de knaboj, sed ne knabinoj, estas asociitaj kun atento-deficito / hiperaktiveca malsano. Behav Neurosci 122: 273-2812008-03769-003 [pii]; 10.1037 / 0735-7044.122.2.273 []. [PMC libera artikolo] [PubMed]
10. Hönekopp J, Schuster M (2010) Meta-analizo sur 2D: 4D kaj atletika lerteco: grandaj interrilatoj sed nek manoj ekster predikantoj la alia. Pers individuoj 48: 4-10
11. Hönekopp J, Manning T, Müller C (2006) Cifereca rilato (2D: 4D) kaj fizika bonfarto ĉe maskloj kaj inoj: Indico por efikoj de antaŭnaskaj androgenoj sur sekse selektitaj trajtoj. Horm Behav 49: 545 – 549 [PubMed]
12. Chai XJ, Jacobs LF (2012) Zono proporcio antaŭdiras senton de direkto en virinoj. PLoS ONE 7: e3281610.1371 / journal.pone.0032816 []; PONE-D-11-11328 [pii]. [PMC libera artikolo] [PubMed]
13. Metas DA, McDaniel MA, Jordanan CL, Breedlove SM (2008) Spaca kapablo kaj antaŭnaska androgenoj: Meta-analizo de congénita adrenal hiperplazio kaj cifra proporcio (2D: 4D) studoj. Arch Sex Behav 37: 100-111 [PMC libera artikolo] [PubMed]
14. Peters M, Manning JT, Reimers S (2007) La efikoj de sekso, seksa orientiĝo kaj cifera proporcio (2D: 4D) pri mensa rotacia efikeco. Arch Sex Behav 36: 251-260 [PubMed]
15. Sanders G, Bereczkei T, Csatho A, Manning J (2005) La proporcio de la 2nd-al-4-longa fingro antaŭdiras spacan kapablon ĉe viroj sed ne virinoj. Kortego 41: 789-795 [PubMed]
16. Brañas-Garza P, Rustichini A (2011) Organizantaj efikoj de testosterono kaj ekonomia konduto: ne nur riskas. PLoS ONE 6: e2984210.1371 / journal.pone.0029842 []; PONE-D-11-09556 [pii]. [PMC libera artikolo] [PubMed]
17. Brookes H, Neave N, Hamilton C, Fink B (2007) Cifereca rilato (2D: 4D) kaj laterigo por cifereca kvantoro. J Individuaj Diferencoj 28: 55-63
18. Kempel P, Gohlke B, Klempau J, Zinsberger P, Reuter M, kaj aliaj. (2005) Dua ĝis kvara cifera longo, testosterono kaj spaca kapablo. Intelekto 33: 215-230
19. Luxen MF, Buunk BP (2005) Dua-kvara cifera proporcio rilate al parola kaj nombra inteligenteco kaj la Grandaj Kvin. Pers individuoj 39: 959-966
20. Millet K, Dewitte S (2006) Dua ĝis kvara cifera proporcio kaj kunlabora konduto. Biol Psychol 71: 111 – 115 [PubMed]
21. Millet K, Dewitte S (2009) La ĉeesto de agresaj signaloj malkreskas la rilaton inter cifra proporcio (2D: 4D) kaj prosokia konduto en diktatora ludo. Br J Psychol 100: 151-162300676 [pii]; 10.1348 / 000712608X324359 []. [PubMed]
22. Hönekopp J, Voracek M, Manning JT (2006) proporcio 2nd 4th (2D: 4D) kaj nombro de seksaj partneroj: evidenteco de efikoj de antaŭnaska testosterono en viroj. Psikonouroendokrinologio 31: 30-37 [PubMed]
23. Manning JT, Fink B (2008) Cifereca Rilato (2D: 4D), superregado, reprodukta sukceso, nesimetrio kaj sociosekseco en la BBC-Interreta Studo. Am J Hum Biol 20: 451-46110.1002 / ajhb.20767 []. [PubMed]
24. Hönekopp J, Bartholdt L, Beier L, Liebert A (2007) Dua ĝis kvara cifera longo-proporcio (2D: 4D) kaj niveloj de plenkreskaj seksaj hormonoj: Novaj datumoj kaj meta-analiza revizio. Psikonouroendokrinologio NENIU: – –NN (): [PubMed]
25. Breedlove SM (2010) Minevida revizio: Organiza hipotezo: ekzemploj de la fingro-fingro. Endokrinologio NUMX: 151-4116en.4122-2010 [pii]; 0041 / eo.10.1210-2010 []. [PMC libera artikolo] [PubMed]
26. Kornhuber J, Erhard G, Lenz B, Kraus T, Sperling W, kaj aliaj. (2011) Malalta-cifera rilato 2D: 4D en alkohol-dependaj pacientoj. PLoS ONE 6: e1933210.1371 / journal.pone.0019332 []. [PMC libera artikolo] [PubMed]
27. Jackson CP, Matthews G (1988) La antaŭdiro de kutima alkoholo uzata de alkoholeco kaj personeco. Alkohola Alkoholo 23: 305-314 [PubMed]
28. Lex BW (1991) Iuj seksaj diferencoj en uzantoj de alkoholo kaj polisubstanco. Health Psychol 10: 121 – 132 [PubMed]
29. Rehbein F, Kleimann M, Mößle T (2010) Prevalenco kaj riskaj faktoroj de dependa videoludo en adoleskeco: Rezultoj de germana tutlanda enketo. Socia Retigado de Cyberpsychol Behav 13: 269-277 [PubMed]
30. Rehbein F, Mößle T, Arnaud N, Rumpf HJ (2013) [Videoludo kaj interreta dependeco: La aktuala stato de la esplorado]. Nervenarzt 84: 569-57510.1007 / s00115-012-3721-4 []. [PubMed]
31. Wenzel HG, Bakken IJ, Johansson A, Götestam KG, Oren A (2009) Troa komputila ludo ludanta inter norvegaj plenkreskuloj: mem-raportitaj konsekvencoj de ludado kaj asocio kun mensaj problemoj. Psychol Rep 105: 1237 – 1247 [PubMed]
32. Wölfling K, Thalemann R, Grüsser-Sinopoli SM (2008) Komputilojpielsucht: Ein psikologo Symptomkomplex im Jugendalter. Psikia Prax 35: 226 – 232 [PubMed]
33. Lin SSJ, Tsai CC (2013) Sensacia serĉado kaj interreta dependeco de tajvajaj mezlernejaj junuloj. Comput Human Behav 18: 411-426
34. Weinstein A, Weizman A (2012) Emiga asocio inter toksomania ludado kaj malforteco de atento-hiperaktiveco. Curr Psikiatrio Rep 14: 590-59710.1007 / s11920-012-0311-x []. [PubMed]
35. Hahn A, Jerusalem M (2001) Internetsucht: Reliabilität and Validität in der Online-Forschung. En: Theobald A, Dreyer M, Starsetzki T, redaktistoj. Ĉapitro Enreta-Markizo. Beiträg aus Wissenschaft und Praxis. Wiesbaden: Babler. pp. 211-234.
36. Hahn A, Jerusalem M (2010) Die Internetsuchtskala (ISS): Psychometrische Eigenschaften und Validität. En: Mücken D, Teske A, Rehbein F, Te Wildt B, redaktistoj. Prävention, Diagnostik und Therapie von Computerspielabhängigkeit. Lengerich: Pabst Science Publisher. pp. 185-204.
37. Rehbein F, Mößle T, Jukschat N, Zenses EM (2011) Zur psychosozialen Belastung exzessiver und abhängiger Computerspieler im Jugend- und Erwachsenenalter. Suchttherapie 12: 64-71
38. Franke GH (2000) Mallonga Simptoma Inventaro de LR Derogatis (Kurzform der SCL-90-R) - Deutsche Version. Distrikto Göttingen: Beltz Test GmbH.
39. Schmidt A, Petermann F (2010) ADHS-E ADHS projekcio por Erwachsene. Munkeno: Pearson-Verlag.
40. Bailey AA, Hurd PL (2005) Finger longo-proporcio (2D: 4D) korelacias kun fizika agreso en viroj sed ne en virinoj. Biol Psychol 68: 215 – 222 [PubMed]
41. Clarkson DB, Fan Y, Joe H (1993) Rimarko pri algoritmo 643: FEXACT: algoritmo por plenumi la Ĝustan Tekston de Fisher en rxc contingencaj tabeloj. ACM-transakcioj pri matematika programaro 19: 484-488
42. Mehta CR, Patel NR (1986) Algoritmoj 643. FEXACT: fortrana subprogramo por Fisher's Exact Test sur neordigita r * c contingencaj tabeloj. ACM-transakcioj pri matematika programaro 12: 154-161
43. Müller R, Büttner P (1994) kritika diskuto pri intraclasa korelacio koeficientoj. Kutime Malfrua: NOMO-NOMBRO [PubMed]
44. Strobl C, Malley J, Tutz G (2009) Enkonduko al rekursiaj dispartigoj: praveco, apliko kaj karakterizaĵoj de klasifiko kaj regresaj arboj, ensakigado kaj hazardaj arbaroj. Metodoj Psychol 14: 323-3482009-22665-002 [pii]; 10.1037 / a0016973 []. [PMC libera artikolo] [PubMed]
45. Hothorn T, Hornik K, Zeileis A (2006) Senpartia rekursio de dispartigo: kondiĉa konkluda kadro. J Comput Grafika Ŝtato 15: 651e674
46. Strasser H, Weber C (1999) Sur la asimptota teorio de permuta statistiko. Matematikaj Metodoj de Statistiko NOMEL: 8e220
47. Hothorn T, Hornik K, Zeileis A (2010) festo: Laboratorio por rekursia partiaĵo. Havebla: http://citeseerx.ist.psu.edu/viewdoc/download?doi=10.1.1.168.2941&rep=rep1&type=pdf Aliris 2013 Oct 5.
48. Hothorn T, Hornik K, Strobl C, Zeileis A (2013) Laboratorio por rekursia partigado. Havebla: http://cran.r-project.org/web/packages/party/party.pdf Aliris 2013 Oct 5.
49. Indekso de Youden WJ (1950) por taksi diagnozajn testojn. Kankro 3: 32-35 [PubMed]
50. Hanley JA, McNeil BJ (1982) La signifo kaj uzo de la areo sub ricevilo funkcianta karakterizaĵon (ROC) kurbo. Radiologio 143: 29-36 [PubMed]
51. Cohen J (1988) Statistika potenca analizo por la kondutaj sciencoj (Vol. 2). Hillsdale, New York: Erlbaum.
52. Malas MA, Dogan S, Evcil EH, Desdicioglu K (2006) Feta evoluo de la mana, ciferoj kaj cifera proporcio (2D: 4D). Early Hum Dev 82: 469-475 [PubMed]
53. Lombardo MV, Ashwin E, Auyeung B, Chakrabarti B, Lai MC, kaj aliaj. (2012) Fetaj programaj efikoj de testosterono sur la rekompencsistemo kaj kondutismaj aliraj tendencoj en homoj. Biol-Psikiatrio 72: 839-847S0006-3223 (12) 00499-4 [pii]; 10.1016 / j.biopsych.2012.05.027 []. [PMC libera artikolo] [PubMed]
54. Chapman E, Baron-Cohen S, Auyeung B, Knickmeyer R, Taylor K, kaj aliaj. (2006) Feta testosterono kaj empatio: evidenteco de la empatia kvociento (EQ) kaj la testo "legi la menson en la okuloj". Soc Neurosci 1: 135–148759346795 [pii]; 10.1080 / 17470910600992239 []. [PubMed]
55. Von Horn A, Bäckman L, Davidsson T, Hansen S (2010) Empatiganta, sistemiganta kaj fingromlonga raporto en sveda specimeno. Scand J Psychol 51: 31-37SJOP725 [pii]; 10.1111 / j.1467-9450.2009.00725.x []. [PubMed]
56. De Neys W, Hopfensitz A, Bonnefon JF (2013) Malalte du-kvarcenta-proporcia proporcio antaŭdiras arbitra socia suspekto, ne plibonigita fidinda detekto. Biol Lett 9: 20130037rsbl.2013.0037 [pii]; 10.1098 / rsbl.2013.0037 []. [PMC libera artikolo] [PubMed]
57. Brosnan M, Gallop V, Iftikhar N, Keogh E (2011) Cifereca Rilato (2D: 4D), akademia efikeco en komputiko kaj angoro pri rilatoj. Pers individuoj 51: 371-375
58. Kuss DJ, Griffiths MD (2012) Interreto kaj ludado-toksomanio: sisteman literaturan revizion de neuro-bildaj studoj. Brain Sci 2: 347-374
59. Hewig J, Kretschmer N, Trippe RH, Hecht H, Coles MG, et al. (2010) Hipersensibileco rekompenci en problemaj vetludantoj. Biol-Psikiatrio 67: 781-783S0006-3223 (09) 01346-8 [pii]; 10.1016 / j.biopsych.2009.11.009 []. [PubMed]
60. Kim SH, Baik SH, Park CS, Kim SJ, Choi SW, kaj aliaj. (2011) Reduktitaj striataj dopaminaj D2-receptoroj ĉe homoj kun Interreta dependeco. Neŭroreportas NENIU: NENIU -NUMO / WNR.22B407e41110.1097e0e []. [PubMed]
61. Hou H, Jia S, Hu S, Fan R, Sun W, et al. (2012) Reduktita striatal dopaminaj transportistoj en homoj kun Interreta dependeco-malordo. J Biomed Biotechnol 2012: 85452410.1155 / 2012 / 854524 []. [PMC libera artikolo] [PubMed]
62. Kim KS, Kim KH (2010) [Antaŭdira modelo por interreta ludo-toksomanio en adoleskantoj: uzante decidan arbon analizon]. J Korean Acad Nurs 40: 378 [pii]; 388201006378 / jkan.10.4040 []. [PubMed]
63. Mößle T, Rehbein F (2013) Prognozantoj de problemaj videoluduzoj en infanaĝo kaj adoleskeco. Sucht 59: 153-164
64. Hussain Z, MD Griffiths, Baguley T (2011) Toksomanio pri retaj videoludoj: klasifiko, prognozo kaj rilataj riskaj faktoroj. Toksomanio Res Teorio 20: 1-13
65. Ko CH, Eno JY, Chen CS, Yeh YC, Eno CF (2009) Antaŭdiraj valoroj de psikiatriaj simptomoj por interreta dependeco en adoleskantoj: 2-jara prospekta studo. Arch Pediatr Adolesc Med 163: 937-943163 / 10 / 937 [pii]; 10.1001 / archpediatrics.2009.159 []. [PubMed]
66. Rehbein F, Baier D (2013) Kvinjara longo-longituda studo esploranta riskon de familiaj, amaskomunikiloj kaj lernejaj riskaj faktoroj de videoludvendejo J-Media Psikologio 25: 118-128
67. DAentila DA, Choo H, Liau A, Sim T, Li D, et al. (2011) Patologia videoludo uzata inter junuloj: dujara studaĵo longitudinal. Pediatrio 127: e319 - e329peds.2010-1353 [pii]; 10.1542 / peds.2010-1353 []. [PubMed]
68. Manning JT (2010) Cifereca rilato (2D: 4D), seksdiferencoj, allometrio, kaj fingromerteco de 12-30-jaraĝaj idoj: Atestoj de la brita interreta studo (BBC) interreta studo. Am J Hum Biol 22: 604-60810.1002 / ajhb.21051 []. [PubMed]
69. Brañas-Garza P, Kovárík J, Neyse L (2013) Dua-kvara cifera proporcio havas ne-monotonan efikon al altruismo. PLoS ONE 8: e6041910.1371 / journal.pone.0060419 []; PONE-D-12-32101 [pii]. [PMC libera artikolo] [PubMed]
70. Bowman AW (2006) Komparante ne parametrajn surfacojn. Statistika Modelado 6: 279-299
71. Pafarkist-po AW, Azzalini A (1997) Aplikitaj Miksitaj Teknikoj por Datuma Analizo: la Alproksima Kerno kun S-Plus Ilustradoj. Oksfordo: Oxford University Press.
72. Kerridge BT, Saha-TD, Gmel G, Rehm J (2013) Taksometria analizo de DSM-IV kaj DSM-5-malsanuloj. Dependa Droga Alkoholo 129: 60-69S0376-8716 (12) 00374-2 [pii]; 10.1016 / j.drugalcdep.2012.09.010 []. [PubMed]