Matala 2D: 4D-arvot liittyvät videopelien riippuvuuteen (2013)

Androgeeniriippuvainen signalointi säätelee sormien kasvua ihmisen kädessä alkion syntymän aikana. Suurempi androgeenikuormitus johtaa pienempiin 2D: 4D (toinen numero neljänteen numeroon) -arvoihin. Synnytyssyndrogeenialtistus vaikuttaa myös aivojen kehitykseen. 2D: 4D-arvot ovat yleensä alhaisemmat miehillä ja niitä pidetään miehen aivojen organisaation välityspalvelimena. Täällä määrittelimme videopelien käyttäytymisen nuorten uroksissa. Havaitsimme alempia keskimääräisiä 2D: 4D-arvoja henkilöillä, jotka luokiteltiin CSAS-II: n mukaan riskialttiiksi / addiktoituneeksi käyttäytyväksi (n = 27), verrattuna yksilöihin, joilla oli ongelmaton videopelikäyttäytyminen (n = 27). Siksi prenataalinen androgeenialtistus ja hyper-uros-aivojen organisaatio, joita edustavat alhaiset 2D: 4D-arvot, liittyvät ongelmallisiin videopelikäyttäytymisiin. Näitä tuloksia voidaan käyttää videopeliriippuvuuden diagnosoinnin, ennustamisen ja ehkäisemisen parantamiseksi.

esittely

Suuri prenataalinen androgeenikuormitus, joka johtuu joko parantuneista hormonitasoista tai herkemmistä androgeenisignaalien siirtoreiteistä, johtaa aikuisen ihmisen käteen pidempään neljänteen numeroon (4D) verrattuna toiseen numeroon (2D). [1]. Siksi 2D: 4D-arvojen katsotaan olevan seksuaalisesti dimorfisia, ja miehillä arvot ovat yleensä alhaisemmat kuin naisilla [2]-[4]. Lisäksi prenataalisella androgeenikuormituksella on organisoiva vaikutus aivojen rakenteeseen ja toimintaan [5]. Seurauksena 2D: 4D -arvoihin liittyy laaja valikoima miesten / naisten käyttäytymisen fenotyyppejä. Alhainen 2D: 4D-arvot liitetään esimerkiksi autistisiin ominaisuuksiin [6], [7]; tarkkaavaisuuden vajaatoimintahäiriö (ADHD) [8], [9]; urheilullinen suorituskyky [10], [11]; alueelliset kyvyt [12]-[15]; abstrakti päättely [16]; numeeriset kyvyt [17]-[19]; yhteistyökyky, sosiaalinen käyttäytyminen ja oikeudenmukaisuus [20], [21]; elinikäisten seksikumppanien määrä [22]; ja lisääntymismenestys [23]. Äskettäin on tarkistettu todisteita prenatalisen androgeenikuormituksen yhdistämisestä alhaisiin 2D: 4D-arvoihin ja käyttäytymisominaisuuksiin [24], [25].

Olemme aiemmin osoittaneet pienemmät keskimääräiset 2D: 4D-arvot potilailla, joilla on alkoholiriippuvuus [26], aineeseen liittyvä riippuvuushäiriö, jonka esiintyvyys miehillä on suurempi kuin naisilla [27], [28]. Tässä tutkimuksessa pyrimme analysoimaan, liittyvätkö matalat 2D: 4D-arvot myös riippuvuutta aiheuttavaan videopelikäyttäytymiseen, joka on aineesta riippumaton riippuvuuskäyttäytyminen. Vaikea pelikäyttäytyminen tapahtuu miehillä paljon useammin kuin naisilla [29]-[32] ja liittyy sensaation etsimiseen [33] ja ADHD [34]. Patologista videopelia voidaan pitää hyper-miehen käyttäytymisenä. Siksi hypoteesimme, että miehet, joilla on patologinen videopelikäyttäytyminen, ovat saattaneet olla prenataalisesti alttiina korkeammalle androgeenikuormitukselle, kuten heidän pienemmät 2D: 4D-arvot osoittavat.

Menetelmät

Tämä tutkimus on osa Erlangenin psykiatrian ja psykoterapian laitoksen Finger-Length in Psychiatry (FLIP) -hanketta, samoin kuin ”Internet- ja videopeliriippuvuus - diagnostiikka, epidemiologia, etiopatogeneesi, hoito ja ehkäisy ”ala-Saksin kriminologian tutkimuslaitokselta. FLIP-projekti toteutettiin lisäosana pitkittäishaastattelututkimuksen toisessa mittauskerroksessa (t2). Tämä tutkimus on suoritettu Helsingin julistuksessa ilmaistujen periaatteiden mukaisesti. Paikallinen etiikkakomitea (Saksan psykologisen seuran etiikkakomitea [Deutsche Gesellschaft für Psychologie]) hyväksyi tutkimuksen. Kirjallinen tietoinen suostumus saatiin toimitettuaan tutkimuksen täydellisen kuvauksen kaikille koehenkilöille.

Helmikuun ja joulukuun 2011 välisenä aikana 70 potilasta osallistui pitkittäishaastattelututkimuksen ensimmäiseen mittaustapahtumaan (t1) (heidät valittiin alun perin 1,092 potentiaalisen osanottajan joukosta, jotka rekrytoitiin koulujen, yliopistojen, internetfoorumien, sanomalehtien ja neuvontakeskusten kautta) . Edellytykset opiskeluun osallistumiselle t1: 18-21-vuotiaat miehet, tavalliset videopelaajat, joilla on joko yli 2.5 tuntia pelaamista päivässä tai videopelien lisäysasteikko (CSAS-II)> 41 [29], Katso alempaa). Maaliskuusta 2012 tammikuuhun 2013, 64-osallistujia voidaan haastatella uudelleen t2-seurannassa pitkittäishaastattelututkimuksessa. Tässä mittaustilaisuudessa yhteensä 54-tutkijat suostuivat osallistumaan lisäksi FLIP-projektiin. Nämä 54-kohteet voidaan karakterisoida seuraavasti: 53 kaukaasialainen, 1 aasialainen. Keskimääräinen ikä t1: ssä oli 18.9 vuotta (SD = 1.1). 24: stä osallistujista oli korkeampi koulutustaso (Abitur tai korkeampi), toisella 24: llä oli keskiasteen koulutus (Realschule), 5 ilmoitti ala-asteen koulutuksen (Hauptschule) ja yhdellä ei valmistumista.

Videopeliriippuvuus arvioitiin CSAS II: lla [29] osoitteessa t1. CSAS II perustuu Internet Addiction Scale ISS-20 -sovellukseen [35], [36], jota on laajennettu ja mukautettu videopeliriippuvuuden arviointiin. CSAS-II koostuu 14-kohteista (4-pisteasteikko: 1)  = väärä ja 4  = täysin totta) ja peittää mitat huolenaihe / salience (4 tuotetta), konflikti (4 tuotetta), Hallinnan menetys (2 tuotetta), vieroitusoireet (2-tuotteet) ja toleranssi (2 tuotteet). CSAS-II: n kohteet osoittavat suurta kasvoluonnetta, ja instrumentti osoittaa hyvää yhtenäisyyttä videopeliriippuvuuden subjektiivisten itsearviointimittausten kannalta [29], [30]. Lisäksi videopeliriippuvuuden CSAS-II-luokittelu ei liity pelkästään liialliseen pelikäyttäytymiseen, vaan se identifioi myös erilaisia ​​funktionaalisen tason ja hyvinvoinnin mittareita [29], [30], [37]. Käytetään seuraavia diagnostisia raja-arvoja: 14 – 34 = ongelmaton, 35 – 41 = riippuvuuden riski ja 42 – 56 = riippuvaisiksi.

Pelkkien peliaikojen ylittävän CSAS-II-luokituksen mukaan 27-osallistujat luokiteltiin ongelmattomiksi videopeleiksi, 17: lle vaaraksi tulla riippuvaisiksi ja 10 riippuvaisiksi. Tutkittavien pienen lukumäärän takia kaksi ryhmää, joilla on "riippuvuuden riski" ja "riippuvuus", yhdistettiin analyyseihin. Siksi kahta CSAS-II-luokkaa (ongelmaton vs. riski / addiktoitunut) jokaisella 27-potilaalla tutkittiin tässä tutkimuksessa.

Psykologisia ongelmia ja psykopatologian oireita arvioitiin t1: llä käyttämällä lyhyt oireiden luetteloa (BSI). [38]. Alaskaalat ihmissuhdeherkkyys (T = 52.26, SD = 11.81), masennus (T = 53.98, SD = 11.64), ahdistus (T = 54.30, SD = 10.23) ja vihamielisyys (T = 52.20, SD  = 11.56) käytettiin kontrollimuuttujina monimuuttuja-analyyseissä. Lisäksi ADHD-oireita, joita käytettiin myös kontrollimuuttujina, arvioitiin käyttämällä ADHD-seulontaa aikuisille (ADHS-E; T = 54.02, SD = 8.79) [39].

Osallistujien käsien skannaamiseen t1000: llä käytettiin Avision IS2 -tasoskanneria (Hsinchu, Taiwan). Tarkkuuden lisäämiseksi piirrettiin pienet merkinnät kunkin osallistujan hakemiston ja sormusormen perusraoihin ennen skannausta. Molemmat kädet skannataan samanaikaisesti kämmenten ollessa mustavalkoisessa tilassa. Käytimme GNU-kuvankäsittelyohjelmaa (GIMP, versio 2.8.4; www.gimp.org) mittaa hakemiston (2D) ja renkaan (4D) sormen pituudet käsin skannaamalla. Tämä tekniikka tarjoaa hyvän luotettavuuden [40]. Vasemman ja oikean käden toisen ja neljännen numeron kokonaispituus kvantitoitiin basaaliviivan keskeltä sormen kärkeen ja määritettiin kuvayksiköinä yksikköinä GIMP-mittatyökalulla. Mittaukset suoritti kolme itsenäistä henkilöä, jotka olivat sokeita hypoteesista ja sokeita diagnoosiluokkaan. Kolmen mittauksen keskiarvot laskettiin toiselle ja neljännelle numerolle.

Tilastolliset analyysit laskettiin käyttämällä IBM SPSS 19 (Armonk, New York, USA) ja R-ohjelmistoa.

tulokset

Eroja ongelmattomien ja riski / addiktoituneiden ryhmien välillä analysoitiin opiskelijan t-testillä; koulutustasoerot Fishen tarkan testin avulla varataulukoille, jotka ovat suurempia kuin 2 × 2 [41], [42]. Molemmat CSAS II -ryhmät (ongelmaton vs. riski / addiktoituneet) olivat hyvin vastaavat iän suhteen (t = 1.544, p = 0.129) ja koulutustaso (p = 0.381; katso Taulukko 1).

 

Taulukko 1

Keskimääräinen 2D: 4D ja Dr – l-arvot henkilöillä, joilla on ongelmaton vs. riski / riippuvuus videopelaamisesta.

Sormien kolmen mittauksen luotettavuus laskettiin kullekin sormelle erikseen oikealle ja vasemmalle kädelle käyttämällä kaksisuuntaista satunnaista luokan sisäistä korrelaatiokerrointa (ICC) [43]. ICC: t laskettiin myös 2D: 4D-suhteille ja oikealle 2D: 4D - vasen 2D: 4D (Dr – l) -arvoille. Kolmen arvioijan luotettavuus oli korkea molemmille oikealle (2D: ICC = 0.995; 4D: ICC = 0.995; 2D: 4D: ICC = 0.944), vasemmalle (2D: ICC = 0.996; 4D: ICC = 0.994 ; 2D: 4D: ICC = 0.937) ja aritmeettinen keskiarvo (2D: 4D: ICC = 0.961). Myös Dr – l-arvojen luotettavuus oli korkea (ICC = 0.764).

Poikkeama normaalijakaumasta testattiin Kolmogorov-Smirnov-testillä. 2D: 4D (aritmeettinen keskiarvo: Z = 0.931, p = 0.351, vasen käsi: Z = 0.550, p = 0.923, oikea käsi: Z = 0.913, p = 0.375) ja Dr – l (Z = 1.082, p = 0.193) arvot eivät poikenneet normaalijakaumasta. Keskimääräiset 2D: 4D- ja Dr – l-arvot esitetään Taulukko 1.

Erot 2D: ssä: 4D- ja Dr – 1-arvoissa koulutustasosta riippuen testattiin ongelmaton ja riski / riippuvuus -ryhmä Kruskal Wallis -testillä. Pearson-korrelaatiokertoimet laskettiin. Oikean ja vasemman käden 2D: 4D-arvojen korrelaatio oli 0.788 (p <0.01). 2D: 4D- ja Dr – l-arvot eivät eronneet merkittävästi ongelmasta riippuen koulutustasosta (aritmeettinen keskiarvo χ²(2, N = 54) = 1.831, p = 0.400, vasen käsi: χ²(2, N = 54) = 2.247, p = 0.325, oikea käsi: χ ²(2, N = 54) = 2.005, p = 0.367, Dr – 1: χ²(2, N = 54) = 0.637, p = 0.747) ja riski / riippuvuusryhmä (aritmeettinen keskiarvo: χ²(3, N = 54) = 3.363, p = 0.339, vasen käsi: χ²(3, N = 54) = 2.139, p = 0.544, oikea käsi: χ²(3, N = 54) = 3.348, p = 0.341, Dr – 1: χ²(3, N = 54) = 0.460, p = 0.928).

2D: n mittausten: 4D (vasen, oikea käsi, aritmeettinen keskiarvo, Dr – 1) ja videopeliriippuvuuden (ongelmaton vs. riski / addiktoitunut ryhmä) väliset assosiaatiot testattiin ei-parametrisella monimuuttujamenetelmällä, joka perustuu rekursiiviseen periaatteeseen. osiointi, ts. ehdolliset päätelmäpuut (C-puu; [44], [45]). Henkilöiden välisen herkkyyden, masennuksen, ahdistuksen, vihamielisyyden ja ADHD: n hallinta, joka on verrattavissa asteittaiseen regressioon, ei-merkitsevät ennustajat, ei ole mahdollista. C-puun algoritmia käyttämällä minkä tahansa syöttömuuttujan ja vastemuuttujan välinen riippumattomuuden globaali hypoteesi testataan permutaatiotestauskehyksen avulla [46]. Metrimuuttujille C-Tree-algoritmi toteuttaa binaarisen jaon valittuun tulomuuttujaan. "Paras" binaarijakauma voidaan määrittää useita jakoperusteita (esim. "Gini-tärkeys", "solmun epäpuhtaus" tai "entropia"). Useimpia jakoperusteita ei kuitenkaan voida soveltaa korreloiviin vastemuuttujiin tai vastemuuttujiin, jotka mitataan eri asteikkoformaateilla (esim. Metrinen ja nimellinen). Siksi käytimme permutaatiokoekehystä, jonka ovat kuvanneet Hothorn et ai. [47] (s. 6, yhtälö 3). Koska permutaatiotestit johtavat p-arvot testitilastojen näytekohtaisista permutaatiojakaumista, vain p-arvot ilmoitetaan. R-paketti “juhla” (laboratorio rekursiiviselle osioinnille; [47], [48]) käytettiin tähän analyysiin.

Monimuuttujallisissa, ei-parametrisissa analyyseissä 2D: n mitat: 4D (aritmeettinen keskiarvo, vasen käsi, oikea käsi) liitettiin videopeliriippuvuuteen (ongelmaton vs. riski / addiktoitunut ryhmä), kun tarkkailtiin henkilöiden välistä herkkyyttä, masennusta, ahdistusta, vihamielisyyttä. ja ADHD: 1. Tutkimuksen osallistujat, joiden keskimääräinen 2D: 4D-suhde oli alempi kuin 0.966, osoittivat huomattavasti suuremman riskin videopeliriippuvuuteen (p = 0.027, d  = 0.71). 2. Vasemman käden tutkimuksessa osallistujat, joiden 2D: 4D-suhde oli alle 0.982, osoittivat huomattavasti suurempaa riskiä olla videopeliriippuvainen (p = 0.013, d = 0.93). 3. Oikeanpuoleisessa tutkimuksessa osallistujat, joiden 2D: 4D-suhde oli alle 0.979, osoittivat huomattavasti suurempaa riskiä olla riippuvaisia ​​videopelistä. p <0.10 (p = 0.095, d  = 0.66). Lisäksi tutkimuksen osallistujat, jotka saivat lisäksi yli 60 (T-pisteet) ADHS-E: llä, olivat erityisen vaarassa (p = 0.078, d = 0.69). Dr – 1: lle ei löytynyt merkittävää yhdistystä (p = 0.127). Kuviot 1a - 1c kuvaavat videopelien riippuvuusriskiä keskimääräisellä 2D: 4D, samoin kuin vasemmalla ja oikealla 2D: 4D-arvoilla C-puussa. Riippumatta ilmoitetusta 2D: 4D -raja-arvoista voidaan havaita 2D: n mittaryhmien ryhmäerot: 4D: n epäonnistuneiden ja riskialttiiden / addiktoituneiden välillä voidaan havaita, mikä on esimerkki keskiarvolle 2D: 4D kuva 2 käyttämällä samaa analyysiä käänteisesti riippuvilla ja riippumattomilla muuttujilla. Yhdessä nämä tulokset osoittavat, että riskialttiilla / riippuvaisilla videopelijoilla on pienemmät 2D: 4D-suhteet.

 

Kuva 1

Ehdollinen päätelmä puurakennukset.

 

Kuva 2

Ehdollinen päätelmä puu tontti.

2D: 4D-suhteen arvon arvioimiseksi diagnostiikkakokeena videopeliriippuvuusisten / riskialttiiden henkilöiden syrjinnässä verrattuna kontrolleihin, joilla on ongelmatonta pelikäyttäytymistä, käytimme ROC-analyysiä AUC-arvojen sekä herkkyyden ja spesifisyyden laskemiseen Youden-pisteessä [49] (ROC-käyrän piste, jossa herkkyyden ja spesifisyyden summa on maksimoitu). ROC-analyysi osoittaa, että vasemman käden 2D: 4D-suhteen diagnostinen tarkkuus on suurin (AUC 0.704, herkkyys 0.852, spesifisyys 0.556), jota seuraa oikean käden (AUC 0.639, herkkyys 0.815, spesifisyys 0.481). Hanleyn ja McNeilin mukaan [50] tarkistimme eroja pariksi muodostuvissa AUC-arvoissa ilman merkittävää tulosta (Z = 1.147, p = 0.25).

Keskustelu

Tämä on ensimmäinen tutkimus, joka yhdistää prenataalisen androgeenialtistumisen riippuvuutta aiheuttavaan videopelikäyttäytymiseen. Tässä tutkimuksessa havaitsimme alhaiset keskimääräiset 2D: 4D-arvot henkilöillä, joilla on riski ja riippuvuus videopelaamisesta. Efektikoot, jotka ovat suurempia kuin d = 0.66, osoittavat kohtalaisesta voimakkaaseen vaikutukseen [51]. Mikään muu harkittu ennustaja paitsi ADHD: n oireet oikealla 2D: 4D-laskelmat olivat tilastollisesti merkitseviä monimuuttujien ei-parametrisissa analyyseissä. Havaittu yhteys riskialttiiden / addiktoituneiden videopelien ja alhaisten 2D: 4D-arvojen välillä voidaan tulkita monella tavalla. (1) Pieni 2D: 4D-arvo indusoi suoraan riippuvuutta aiheuttavan pelikäyttäytymisen; kirjallisuudesta ei kuitenkaan ole näyttöä tämän mahdollisuuden tueksi. (2) Riippuvuutta aiheuttava pelikäyttäytyminen indusoi suoraan alhaiset 2D: 4D-arvot. Tämä mahdollisuus on kuitenkin epätodennäköinen, koska aiemmat tutkimukset ovat osoittaneet, että 2D: 4D-arvot pysyvät vakiona koko elämän syntymän jälkeen [52]. (3) Yhteinen mekanismi vastaa sekä alhaisista 2D: 4D-arvoista että riippuvuutta aiheuttavasta pelikäyttäytymisestä. Nykyisten tietojen perusteella sellainen tekijä antaa todennäköisimmän selityksen. 2D: 4D C-puun laskelmien tulokset, joilla on ylimääräinen selityskyky ADHD: n oireiden kanssa, tukevat myös tätä selitystä. Koukuttava pelaaminen on yleisempää miehillä [29]-[32] ja liittyy ADHD: hen [34] ja sensaation etsiminen [33]. Kaikki nämä ominaisuudet on aikaisemmin liitetty alhaisiin 2D: 4D-arvoihin. Yksi yleinen syy näihin assosiaatioihin näyttää olevan korkea androgeenikuormitus raskauden aikana.

Parannetusta prenataalisesta testosteronista peliriippuvuuteen johtavien reittien ymmärtäminen on ratkaisevan tärkeää määriteltäessä mahdollisia videopeliriippuvuuteen kohdistuvia politiikkoja. Syntymättömän testosteronin voi aiheuttaa riippuvuutta käyttäytymistä useiden kanavien kautta, mukaan lukien seuraavat: (1) Ennen synnytystä tapahtuva testosteronin runsaus moduloi mesolimbisen palkitsemisjärjestelmän. [53] mikä voi vaikuttaa riippuvuutta aiheuttavaan pelikäyttäytymiseen aikuisilla. (2) Kybermaailman erityiset säännöt todelliseen maailmaan verrattuna saattavat kompensoida sosiaalisen vuorovaikutuksen kykyjä, jotka johtuvat korkeasta prenataalisesta testosteronikuormituksesta. Sikiön korkeamman testosteronitason on osoitettu vähentävän empatiaa ja kykyä purkaa emotionaalinen ilme eli ymmärtää, mitä muut ajattelevat ja kokevat [54]. Tämän mukaisesti alemmat 2D: 4D-arvot liittyivät miehien vähentyneeseen empatiaan [55]. Lisäksi pienempi 2D: 4D liittyy valinnaisempaan sosiaaliseen epäilykseen [56]. Siksi korkea prenatalinen testosteroni voi aiheuttaa ihmissuhteiden ongelmia ja sosiaalisen eristyksen ja siten aiheuttaa patologisen videopelikäyttäytymisen selviytymisstrategiana. (3) On todennäköistä, että tietokoneen käyttöä helpottavat tai haittaavat kyvyt muuttavat henkilön riskiä kehittää videopeliriippuvuus. Siksi tuloksemme ovat yhtä lailla aikaisempien havaintojen kanssa, jotka yhdistävät alhaisen 2D: 4D: n Java-liittyviin ohjelmointitaitoihin ja korkeisiin 2D: 4D-arvoihin tietokoneeseen liittyvän ahdistuksen [57].

Aikaisemmin havaitsimme alhaiset keskimääräiset 2D: 4D-arvot henkilöillä, joilla on alkoholiriippuvuus [26], aineeseen liittyvä riippuvuushäiriö. On huomionarvoista, että alhaiset 2D: 4D-arvot esiintyvät myös yksilöillä, joilla on videopeliriippuvuus, joka on aineettomasta riippuvuushäiriöstä, joka on yleisempää miehillä kuin naisilla. Tämä tulos korostaa aineisiin liittyvän riippuvuuden ja Internet-peliriippuvuuden samankaltaisuutta [58]. DSM-5: n mukaan Internet-pelaamishäiriöt sisältyvät liitteeseen aiheena jatkotutkimuksia varten. Kirjallisuus ehdottaa tietokone- ja Internet-peliriippuvuuden biologista perustaa [59]-[61]. Tässä esitetyt tulokset tarjoavat lisätodisteita Internet-peliriippuvuuden biologiselle perustalle ja tarjoavat siten argumentin sen luokittelusta riippuvuushäiriöksi.

Monet ilmiöt on liitetty alhaisiin 2D: 4D-arvoihin, joista suurin osa on yhteensopivia hyper-uros-aivohypoteesin kanssa. Siksi alhaisia ​​2D: 4D-arvoja voidaan pitää endofenotyypin “hyper-uros aivojen organisaation” välityspalvelimena. Kuitenkin suuren prenatalisen androgeenikuormituksen tarkan vaikutuksen yksilön elämään ja sen tulevaan aikuisen käyttäytymiseen on kuitenkin oltava riippuvainen lisämuuttujista ja vaikutteista. Hyper-miehen aivojen organisaation seurauksena kehittyvä erityinen käyttäytymisfenotyyppi riippuu todennäköisimmin lukemattomasta määrästä geneettisiä ja ympäristötekijöitä, joita on koettu yksilön elinaikana. Siksi alhaisten 2D: 4D-arvojen esiintyminen ei viittaa spesifiseen diagnoosiin tai ennusteeseen yhdellekään yksilölle. 2D: n tuntemus: 4D-arvot voivat kuitenkin auttaa parantamaan yksilön diagnoosia ja ennustetta, joka liittyy erilaisiin ongelmallisiin käyttäytymisiin ja häiriöihin, kun niitä käytetään yhdessä muiden merkkiaineiden kanssa.

Näillä tuloksilla voi olla tärkeitä vaikutuksia riippuvuutta aiheuttavien pelien diagnosointiin, ehkäisyyn ja seurauksiin. Alhainen 2D: 4D-arvo yksinään ei ole riippuvuutta aiheuttavan pelaamisen diagnoosi, mutta tämä tekijä voi helpottaa diagnoosia, kun sitä käytetään yhdessä muiden merkkiaineiden kanssa. Alhainen 2D: 4D-arvo voi auttaa tunnistamaan henkilöitä, joilla on riski riippuvuuspelaamisen tulevalle kehitykselle, ja siten helpottaa ennaltaehkäisyä. Internetissä pelaamisen väärinkäytön kehittymistä on yritetty ennakoida yksilöillä [62]-[67]. Alhainen 2D: 4D-arvo on uusi ominaisuusmerkki; yhdistettynä muihin markkereihin, sen käyttö voi parantaa Internet-peliriippuvuuden tulevan kehityksen ennustamista tai nykyistä diagnoosia. Tällaiset parannetut ennustusmallit voivat mahdollistaa tehokkaiden ennaltaehkäisevien strategioiden kehittämisen.

Tutkimme kapeassa ikäryhmässä olevia henkilöitä; Lisäksi keski-ikä ei eronnut kahden ryhmän välillä. Aikaisemmissa tutkimuksissa ikä oli, jos ollenkaan, assosioitunut vain vähäisesti 2D: 4D-arvoihin [68]. Sen vuoksi ikää ei otettu huomioon ei-parametrisissa analyyseissä. Erityisesti koulutustaso ei eronnut kahden tässä tutkimuksessa tutkitun ryhmän välillä.

Lisäanalyyseissä tarkistimme myös mahdollisen ei-monotonisen suhteen 2D: 4D: n mittausten ja videopeliriippuvuuden välillä CSAS-II-pistepistemäärällä, koska tämä on raportoitu esimerkiksi 2D: 4D: n ja altruismin mittauksille. [69]. Lineaariset regressioanalyysit eivät paljastaneet merkittävää lineaarista, neliömäistä tai yhdistettyä trendiä - myös aritmeettisen keskiarvon logaritmisella muunnoksella (katso [69]). Lisäksi nämä tulokset vahvistettiin ei-parametrisilla regressioanalyyseillä [70], [71]. Yhdessä nämä analyysit tukevat olettamusta pitää videopeliriippuvuutta kategorisena rakenteena, jolla on laadultaan erilliset kategoriat (ongelmaton vs. ongelmalliset, ts. Vaarassa / addiktoituneet), kuten aiemmin ilmoitettiin alkoholiriippuvuudesta. [72].

Pelkästään videopelillä vietetty aika ei tarkoita riippuvuutta. "Videopeliriippuvuuden" diagnoosin on täytettävä lisäkriteerit: huolestuminen, vetäytyminen, suvaitsevaisuus, hallinnan menetys ja käytön jatkaminen kielteisistä seurauksista huolimatta. Tämän tutkimuksen vahvuus on osallistujien kokoonpano. Kaikki osallistujat viettivät jonkin aikaa joka päivä videopelien pelaamiseen, mutta vain puolella osallistujista oli lisäkriteerejä, jotka määrittelivät heidän olevan vaarassa / riippuvaisiksi (CSAS-II: n arvioimana). Tuloksemme määrittelevät siten 2D: 4D riskitekijäksi, joka liittyy erityisesti videopelien riippuvuuteen, ei pelkästään videopelien pelaamiseen sinänsä.

Useat tutkimuksen rajoitukset tulisi huomioida. Käytimme monokeskeistä, poikkileikkauksellista, tapausohjaussuunnittelua, joka mahdollistaa vain assosiaatioiden havaitsemisen ilman syy-yhteyttä. Lisäksi tutkimme vain miehiä, ja otosryhmä oli suhteellisen pieni. 2D: 4D: n vahva vaikutuskoko videopeliriippuvuuteen mahdollisti todennäköisesti ryhmäerien havaitsemisen huolimatta suhteellisen pienestä kohteiden määrästä. Edellisessä tutkimuksessamme löysimme myös vahvan vaikutuksen koon, joka liittyi 2D: 4D alkoholiriippuvuuteen [26]. Koska hyvin tunnettuja sukupuolieroja riippuvuuskäyttäytymisessä [5], tuleviin tutkimuksiin tulisi sisältyä naisia, niiden tulisi kattaa muut etniset ryhmät ja myös suurempi otoskoko.

Kiitokset

Rahoitusselvitys

Tätä tutkimusta rahoitettiin sisäisillä apurahoilla, jotka saatiin Friedrich-Alexander-yliopiston Erlangen-Nürnbergin yliopistollisesta sairaalasta ja Ala-Sachsenin tiede- ja kulttuuriministeriöstä. Rahoittajilla ei ollut roolia tutkimuksen suunnittelussa, tiedonkeruussa ja analysoinnissa, julkaisemispäätöksessä tai käsikirjoituksen valmistelussa.

Viitteet