Með hliðsjón af mismunandi útskýringum fyrir samtökin meðal barnæsku, misnotkun barna og kynferðisleg kynhneigð: Svara Bailey og Bailey (2013) og Rind (2013)

Með því að nota bandarískt fulltrúa bandarískt gagnapakka, bentum við á staðfest tengsl milli ofbeldis gegn börnum og samkynhneigðra kynhneigðar og spurðum hvort þessi tengsl væru líklegast vegna kynhneigðar barna sem höfðu áhrif á hættu á misnotkun, eins og almennt er gert ráð fyrir, eða hvort ofbeldi gegn börnum gæti haft áhrif á kynhneigð. (Roberts, Glymour og Koenen, 2013). Við komum fram að misnotkun hafi haft áhrif á stefnumörkun og notuðum tæknilega breytilega nálgun til að meta þessa tilgátu. Sérstaklega, vegna þess að vitað er að mótlæti barna er haft áhrif á misnotkun, en hafa engin bein bein áhrif á kynhneigð, þá komum við fram að ef misnotkun hefur áhrif á kynhneigð, ættu mótlæti sem auka hættu á misnotkun einnig að spá hærra algengi kynferðislegs kyns. stefnumörkun.

Við fundum stuðning við þessa tilgátu með því að mótlæti barnsins spáði fyrir kynferðislegu ofbeldi gegn börnum; að mótlæti frá bernsku spáði einnig fyrir kynferðislegu aðdráttarafl, samferðamanna og sjálfsmynd af sama kyni; og að mótlæti barna var óháð kynferðislegu aðdráttarafl, sömu félaga og sjálfsmynd af sama kyni þegar gerð var grein fyrir misnotkun á barnsaldri. Með því að nota breytileg líkön, áætluðum við að helmingur allra aukinnar hættu á ofbeldi á börnum meðal einstaklinga með kynhneigð af sama kyni samanborið við gagnkynhneigða var vegna áhrifa misnotkunar á kynhneigð. Síðan grein okkar var birt kom í nýrri rannsókn þar sem notuð voru mismunandi gögn að samkynhneigðir karlmenn, lesbíur og tvíkynhneigðir einstaklingar samanborið við gagnkynhneigða voru líklegri til að upplifa slæmar aðstæður á heimilinu í barnæsku, þar með talin geðsjúkdómur heimila, vímuefnaneysla heimila, fangelsuð heimilismeðlimur, og (aðeins fyrir tvíkynhneigða) aðskilnað foreldra eða skilnað (Andersen & Blosnich, 2013). Þessar niðurstöður vekja aftur upp spurninguna um hvað gæti haft í för með sér hærra algengi barnaþrenginga á heimilinu sem eru áhættuþættir fyrir ofbeldi hjá börnum meðal fjölskyldna í kynhneigð minnihlutahópa.

Við þökkum umhugsunarverðar athugasemdir frá Bailey og Bailey (2013) og Börkur (2013) og þakka ritstjóra fyrir tækifærið til að svara. Grein okkar fjallaði um viðkvæm mál. Einstaklingar sem þekkja sig sem homma, lesbíur eða tvíkynhneigðir hafa verið og er áfram mismunað bæði hver fyrir sig og stofnana. Samkynhneigð var greinanleg geðröskun eins og nýlega og DSM-II. Þess vegna er jafnvel viðkvæmur til að spyrja hvaða þættir stuðli að kynhneigð. Rind tekur til rannsókna okkar til að gefa til kynna að samkynhneigð sé „óeðlileg“, „meinafræðileg“ eða „vanhæf.“ Við fullyrðum það ekki og við trúum því ekki. Rannsóknir okkar voru gerðar í anda rannsóknar á einstökum mismun á hegðun manna eins og gert er með einkennum eins og persónuleika. Við erum ósammála þeim sem myndu beita niðurstöðum okkar vegna pólitískra markmiða sem gætu skaðað einstaklinga sem auðkennast sem samkynhneigðir, lesbískir eða tvíkynhneigðir. Við teljum hins vegar ekki að óttinn við að einhver geti misnotað eða rangtúlkað niðurstöður okkar ætti að koma í veg fyrir rannsóknir á uppruna kynhneigðar eða tengslin milli kynhneigðar og ofbeldis á barni.

Ekki er hægt að sanna instrumental breytilíkön; þær eru aðeins túlkandi sem orsakasamhengi með viðbótarforsendum. Við andstæðum hér þær forsendur sem krafist er fyrir túlkun okkar við forsendur og afleiðingar valkostatillöganna frá Bailey og Bailey (2013) og Börkur (2013).

Bailey og Bailey lögðu til að kynhneigð af sömu kyni verði undir áhrifum af erfðaþætti sem spáir einnig foreldraörðugleikum, svo sem skilnaði, geðsjúkdómi, fátækt og eiturlyfjaneyslu. Þeir lögðu til erfðaþætti sem auka hættu á taugaveiklun sem einn slíkur möguleiki. Samkvæmt þessari tilgátu stafar tengsl til dæmis af nærveru stepparents í barnæsku og hegðun af sama kyni vegna rugls af geninu (Fig. 1). Við vekjum athygli á því að tilgáta Bailey og Bailey felur í sér að samkynhneigðir karlmenn og lesbíur eru með gen - sem eru skilin frá foreldrum sínum - sem auka hættu þeirra á geðsjúkdómum, áfengisnotkun, fátækt og óstöðugleika í langtímasamböndum. Að okkar viti eru engar erfðarannsóknir sem styðja þennan möguleika.

 

Fig. 1

Bailey og Bailey: erfðafræði sem algeng orsök hljóðfæra, ofbeldi gegn börnum og kynhneigð af sama kyni

Til að kanna líkurnar á því að orsakabyggingarnar, sem Bailey og Bailey, gæti lagt til grundvallar þeim samtökum sem eru til staðar í sóttvarnalækningum um áfengi og skyldar aðstæður (NESARC), gerðum við nokkrar hermir. Markmið okkar var að líkja eftir heimi þar sem tölfræðifélögin í gögnum gætu komið til vegna orsakasamsetningarinnar sem Bailey og Bailey lagði til, til að meta hvort þessi uppbygging væri trúverðug (sjá nánar um uppgerð og kóða, sjá Viðauki). Þessar eftirlíkingar benda til þess að orsakasamsetning sem Bailey og Bailey hafa lagt til (Fig. 1) geta aðeins skapað tengsl milli stepparents og sömu kynja sem finnast í NESARC ef mjög sterk erfðaáhrif eru á þessar svipgerðir. Til dæmis, til að uppfylla tilgátu Bailey og Bailey, verður áhættu samsætan að vera um það bil 14% af taugaveiklun móðurinnar og 15% líkur barnsins á sömu kyni. Þetta er stærri, eftir stærðargráðu, en nokkur erfðafræðilegur ákvörðunaraðili fyrir andlega heilsu eða flókna hegðunarárangur. Til dæmis, pólýgenísk áhættustig fyrir geðklofa samanstóð af meira en 37,000 fjölkornungum (nucleotide polymorphism) (SNPs) skýrði mest 3% af áhættunni á geðklofa (Purcell et al., 2009). Jafnvel ef það var erfðafræðilegur ákvörðunaraðili sem skýrði 14% af taugaveiklun móður, til að mynda tengsl sem voru til staðar í NESARC gögnum, gerðum við ráð fyrir að taugaveiklun áhættu samsætan hefði sömu áhrifastærð á líkum á sömu kyni og á taugaveiklun. Þetta virðist með ólíkindum þegar gefnar hafa verið vísbendingar um sameiginlega arfgengi flókinna svipgerða á sama sviði (Purcell et al., 2009). Jafnvel miðað við þessi sterku erfðaáhrif, gátum við aðeins náð sambandi á milli þess að hafa stepparent fyrir 5 aldur og sömu kynja sem fannst í NESARC ef taugaveiklun móður var 50% af líkunum á stepparent.

Í stuttu máli hermum við eftir gögnum undir ýmsum forsendum og gátum ekki aflað neins gagnasafns sem var í samræmi við orsakasamsetninguna sem Bailey og Bailey lagði til, núverandi þekkingu á erfðafræðilegum ákvörðunaraðilum sálfræðilegra og hegðunarlegra eiginleika og tölfræðilegum munum sem fram komu í NESARC gögn. Við ályktum því að fyrirhuguð orsakasamsetning þeirra er afar ólíkleg. Í eftirlíkingum okkar veltum við upp mörgum mögulegum valkostum, en óhjákvæmilega könnuðum við ekki alheiminn mögulegar gerðir og gerðum forsendur um virkni form orsakatengslanna (td línuleg áhrif). Við getum því ekki útilokað að það sé til einhver annar valkostur, flókinn gagnaframleiðandi fyrirkomulag sem væri í samræmi við bæði fyrirhugaða orsakasamsetningu og gögn sem fram hafa komið, og við bjóðum Bailey og Bailey að leggja til slíka fyrirkomulag.

Ef við komum í stað „félagslega stigmats“ fyrir „counternormative“, eru rökin þau sömu. Reyndar bendir orsök skýringarmyndar á Rind á nokkrar leiðir sem hafa áhrif á meðhöndlun barna á kynhneigð (við bendum á tvær af þessum leiðum í Fig. 2).

 

Fig. 2

Leiðir Rindar frá tækjum í gegnum ofbeldi gegn börnum til sömu kynhneigðar

Það er einnig mögulegt að prófa tilgátu Rind með NESARC gögnunum. Ef fyrirhuguð orsakasamsetning Rindar var nákvæm, ekki staðalupplifun á barnsaldri, tengd kynhneigð af sama kyni óháð stöðu misnotkunar á börnum. Við könnuðum því tengsl hljóðfæra okkar við kynhneigð af sama kyni meðal einstaklinga sem ekki upplifðu ofbeldi gegn börnum. Tafla 1 sýnir algengi kynhneigðar af sama kyni vegna mótlæti barna og kvenna sem ekki upplifðu ofbeldi gegn börnum. Meðal einstaklinga sem ekki tilkynntu um misnotkun var algengi aðdráttarafls af sama kyni, félagar og sjálfsmynd almennt það sama eða lægra hjá þeim sem upplifðu fátækt, áfengisvandamál foreldra, bráða eða geðsjúkdóm foreldra samanborið við þá sem ekki gerðu það. Þrátt fyrir að vera ekki óyggjandi benda þessar upplýsingar til þess að engin áhrif hafi verið af þessum óstaðfestu reynslu á kynhneigð nema þegar misnotkun á börnum á sér stað.

 

Tafla 1

Algengi aðdráttarafls af sama kyni, félaga og sjálfsmynd vegna aðstæðna barna meðal karla og kvenna sem ekki verða fyrir ofbeldi á barnsaldri, NESARC (n= 10,375)

Bailey og Bailey fullyrðu rangt að við höfnuðum möguleikanum á því að kynhneigð í kynferðislegu barni hafi haft áhrif á bæði misþroska barna og kynhneigð fullorðinna vegna þess að tækin (mótlæti barna) voru í tengslum við kynhneigð fullorðinna. Þvert á móti, við höfnum þessum möguleika vegna þess að hljóðfærin voru ósnortin kynhneigð fullorðinna þegar skilyrðin voru á misbeitingu barna. Ef mótlæti barnsins hafði bein áhrif á kynhneigð barna á nýkomu, sem hafði áhrif bæði á misbeitingu og stefnumörkun fullorðinna, ætti ekki að útrýma fylgni milli mótstreymis barns og stefnumörkun fullorðinna með aðlögun að vanþóknun. Við kunnum að meta að Bailey og Bailey einbeittu sér að lykilforsendunum fyrir hljóðfæralíkön okkar: (1) það eru engar ómældar orsakir mótlæti barna (tækjabreyturnar) og kynhneigð; og (2) mótlæti barna hefur ekki áhrif á kynhneigð með einhverjum öðrum fyrirkomulagi, sem er ekki tengt misnotkun barna. Þeir halda því fram að þessar forsendur séu ef til vill ekki sannar og lögðu til aðra skýringu á reynslunni. Þó að við séum sammála um að forsendurnar mega ekki vera réttar, þá virðist hinn sértæki valkostur sem Bailey og Bailey leggur til vera ómálefnalegur. Við fögnum viðbótarkenningum um trúverðuga valkosti og teljum að það muni auka skilning okkar á bæði misnotkun barna og uppruna kynhneigðar.

Að lokum, þó að breytileg líkön byggi á sterkum forsendum, þá eru aðrar skýringar á orsakasamhengi, sem Bailey og Bailey og Rind lögðu til, einnig byggðar á forsendum - forsendur sem virðast ósamrýmanlegar reynslunni frá gagnahermum og frekari athugun á NESARC gögnum.

Viðauki: Upplýsingar um eftirlíkingarnar

Til að kanna orsakasamsetninguna sem Bailey og Bailey lagði til, skoðuðum við tilfellið um samkynhneigða sjálfsmynd hjá körlum, þar sem stepparent var fyrir aldur 5 sem tæki, þar sem stepparent fyrir aldur 5 var síst líklegt til að verða fyrir áhrifum vegna tilkynningar um hlutdrægni. Vegna þess að mest af tölfræðilegum miðlun sem finnast í gögnum okkar var af kynferðislegu ofbeldi gegn börnum, skoðuðum við kynferðislega misnotkun sem sáttasemjara. Við notuðum fyrirliggjandi erfðarannsóknir til að meta líkleg áhrif stærðar af tiltekinni fjölfrumu (single nucleotide polymorphism) (SNP) á hegðunarárangur. Vísbendingar úr samtengingarannsóknum (GWAS) á erfðamengi á mannfræðilegum aðgerðum, sjúkdómum og atferliseinkennum benda til þess að tiltekið SNP sé yfirleitt minna en 0.5% af breytileikanum í eiginleikum (Vrieze, Iacono og McGue, 2012). Nýleg meta-greining GWAS benti til þess að SNPs sem hafa áhrif á persónuleika hafi litlar eða mjög litlar áhrifastærðir. Þessi rannsókn skoðaði 2.5 milljónir SNP frá fleiri en 17,000 einstaklingum og tókst ekki að greina jafnvel eitt SNP með GWAS stigs þýðingu fyrir taugaveiklun; áhrifastærðir fyrir SNP sem tengjast hreinskilni og samviskusemi voru lítil og ekki endurtekin vel (de Moor o.fl., 2010).

Við hermum eftir gögnum frá 15,000 einstaklingum (í StataIC 11), notuðum forsendur sem myndu framleiða mesta rugling af genum en væru samt nokkuð trúverðug miðað við núverandi skilning á erfðafræði. Þó að við teljum margar af forsendunum hér að neðan ólíklegar, þá eru forsendur sem við töldum Líklegur myndi greinilega ekki styðja tilgátu Bailey og Bailey. Markmið okkar með þessari uppgerð var að meta hvort jafnvel þessar mjög öfgakenndu forsendur væru í samræmi við tilgátu Bailey og Bailey:

• Við gerðum ráð fyrir að taugaveiklun móður fylgdi eðlilegri dreifingu.
• Við úthlutuðum af handahófi taugaboðhættu samsætu móður til með minniháttar samsætutíðni (MAF) af 0.2. Við gerðum ráð fyrir aukinni taugaveiklun með samsætum með 0.48 SDs (hámarksáhrifastærð sem er að finna í GWAS metagreiningu allra persónueinkenna). Við tökum fram að þessi samsetning af áhrifastærð og MAF leiddi til þess að 3.8% af taugaveiklun móðurinnar voru gerð grein fyrir þessu SNP, 7 sinnum meiri en 0.5% áætlað fyrir dæmigerð SNP (Vrieze, Iacono og McGue, 2012).
• Við gerðum ráð fyrir að taugaveiklun móður stóð fyrir 25% líkur á því að barn hennar væri með stepparent eftir aldri 5 (líklegt til að vera ofmat á þessum áhrifum). Við kóðuðum einstaklinga sem eru með mestar líkur á því að hafa stepparent sem að hafa stepparent svo að algengi þess að hafa stepparent eftir aldri 5 var 2.6%, eins og í NESARC gagnapakkanum.
• Ef móðirin hafði samsætuna á taugaveiklun, úthlutuðum við barninu áhættusameindinni með 0.5 líkur.
• Við gerðum ráð fyrir að áhættuarsel barnsins fyrir taugaveiklun jók líkur hans á því að hafa sömu kyni með 0.48 SDs (hámarksáhrifastærð sem er að finna í GWAS meta-greiningu á öllum persónueinkennum). Við skipuðum kynjum af sömu kyni til karla sem voru með mestar líkur á að hafa sömu kynhneigð þannig að algengið var 1.9%, eins og í NESA RC gögnunum. Í gagnapakkanum sem fylgdi skýrði SNP frá 3% líkur barnsins á að hafa sömu kynhneigð, sem væru óvenju mikil áhrif. Í einu stóru íbúafulltrúa tvíburarannsókninni á kynhneigð var áætlað að erfðaáhrif í heild skýrðu .34 – .39 afbrigði í kynhneigð karla (Langstrom, Rahman, Carlstrom og Lichtenstein, 2010). Þannig myndi taugaveiklunin SNP skýra 8% erfðaþátta sömu kynsins. Þessi aðferð gerir einnig ráð fyrir að genið hafi sömu áhrifastærð á taugaveiklun og kynhneigð, sem er mjög ólíklegt.

Notkun gagna sem fylgja þessari uppgerð passa við líkan fyrir sömu kyni og notum stepparent sem spá. Líkanahlutfall (OR) fyrir stepparent í þessu líkani var 1.07 (95% öryggisbil [CI] = 0.5, 2.2). Aftur á móti, í NESARC gögnum með stepparent var sterkur spá um kynhneigð (OR = 1.8, 95% CI = 1.2, 2.7).

Þar sem fyrstu forsendur okkar sköpuðu ekki samtökin sem finnast í NESARC gögnunum, könnuðum við enn frekar þær forsendur sem nauðsynlegar voru til að framleiða þessi samtök. Við gerðum ráð fyrir því að SNP hefði áhrifastærð 1 (viðvera áhættuselanna jók taugakerfið hjá móðurinni með 1 SD, sem olli því að genið nam 14% af taugaveiklun móður). Þessar forsendur leiddu til þess að taugaveiklun móður stóð fyrir 38% líkur á því að fá stepparent fyrir aldur 5. Mjög ólíklegt virðist að taugaveiklun (eða einhver annar erfðafræðilegur þáttur) gæti numið meira en þriðjungi af hættu á skilnaði eða andláti maka og giftingu á nýjan leik 5. Engu að síður, þessar forsendur sköpuðu samt ekki tengsl milli kynhneigðar af sömu kyni og að hafa stepparent eins stórt og í NESARC gögnunum (OR = 1.4, 95% CI = 0.7, 2.6). Til að fá tengsl svipuð því sem er að finna í NESARC gerðum við ráð fyrir að taugaveiklun móðurinnar jók líkurnar á því að fá stepparent af 1.35 SD, sem olli því að taugaveiklun hennar nam 50% líkum á stepparent, mjög ómálefnaleg atburðarás.

Við snerum okkur síðan að tölfræðilegri miðlun vegna kynferðislegrar misnotkunar á barnsaldri. Við gerðum ráð fyrir að undirliggjandi áhætta barnsins á kynferðislegu ofbeldi (stöðug breytileiki) væri fall af taugaveiklun móður, þannig að taugaveiklun móður jók áhættu af 0.3 SD og áhættu gen barnsins juku áhættu með 0.48 SD (í kjölfar tilgátu Bailey og Bailey um að barnið hafi aukið áhættu gen hefði áhrif á upplifun barnsins af kynferðislegu ofbeldi sterkari en taugaveiklun móðurinnar). Með þessum dálítið handahófskenndu forsendum nam taugaveiklun móður 10% áhættu barnsins á kynferðislegu ofbeldi og taugaeituráhættu barnsins nam 5% af áhættu barnsins um kynferðislega misnotkun (óvenju stór og ólíkleg áhrifastærð).

Við úthlutuðum kynferðislegu ofbeldi sem háu, miðlungs, lágu eða engu byggt á hættu á misnotkun til að passa við algengi kynferðislegs ofbeldis í NESARC, óháð kynferðislegri sjálfsmynd. Með þessari forsendu var algengi hóflegs og mikils kynferðislegs ofbeldis hjá hommum verulega lægri en þessi tíðni í NESARC og kynferðisleg misnotkun miðlaði ekki tengslum milli stepparent og líkur á því að vera hommar. Því gerðum við ráð fyrir því að kynferðisleg sjálfsmynd barnsins hafi haft áhrif á misnotkun. Við úthlutuðum kynferðislegu ofbeldi sem háu, miðlungs, lágu eða engu í samræmi við hættu á misnotkun til að passa við algengi misnotkunar meðal einstaklinga með og án sömu kynja í NESARC gögnunum. Við reiknuðum þá OR fyrir sömu kyn og sjálfstæða breytu með stepparent fyrir aldur 5 og kynferðislega misnotkun (hátt, meðalstætt, lágt eða enginn) sem sjálfstæða breytu. Í þessu líkani var samband stepparents við samkynhneigða deyfð úr líkaninu án kynferðislegrar misnotkunar (leiðrétt líkan, OR = 1.2, 95% CI = 0.6, 2.2; óleiðrétt líkan OR = 1.7, 95% CI = 0.9, 3.0 ). Þessar niðurstöður voru svipaðar og fengnar með því að nota NESARC gögnin.

STATA kóða
* 15000 athuganir skýrt sett obs 15000 * minni háttar samsætutíðni = 0.2 sett fræ 2829382 * er móðirin með samsætuna?
 gen gen = samræmt ()>. 8 * gen eykur taugatruflanir með .48 staðlaðri beta * (hámarks áhrif frá Big 5 erfðarannsókn) gen momneurotic = invnorm (uniform ()) + (. 48 * gen) reg momneurotic gen * genareikningar fyrir 3.8% af taugatruflunum móður * sem framleiðir algengi 2.6% fólks með stjúpforeldri fyrir 5 ára aldur * gerir taugatruflanir mömmu grein fyrir 25% líkum á að stjúpforeldri sé stjúpforeldri = (0.8 * móneurótískt + invnorm (einsleit ())) > 2.62 summa * erfir barnið samsætuna frá föðurnum?
 set seed 1462964 gen childhasgene = uniform ()>. 9 * erfir barnið samsætuna frá móðurinni?
 gen myntflipp = samræmt ()>. 5 ef gen = 1 skipta um barnshasgen = gen ef myntflip = 1 flipa gen barnhasgen, r col * stefna barns: 0.019 karla eru samkynhneigðir í NESARC, notaðu hámarksáhrif frá Big 5 rannsókn gen barnagay = invnorm (samræmd ()) + (0.48 * barnasgen)> 2.2 * með þessum forsendum, taugaveiklunargenið er 3.3% af líkum barnsins á því að vera samkynhneigt logit barnkyn barnhasgen * framleiðir þessi forsenda tengsl milli stefnu barnsins og stjúpforeldra sem við sjáum í gögnum?  (nei, engin tengsl) summan flipinn childgay stepparent, chi2 dálkur nákvæmur röð * framleiðir það OR = 1.8, eins og við sjáum í gögnunum?  (nei, EÐA = 1.07) logit childgay stepparent, eða * hvað ef genið eykur taugaveiklun með 1 SD og barnagigt með 1 SD í staðinn?
 gen momneurotic1 = invnorm (samræmd ()) + (1 * gen) * framleiðir algengi 2.6% fólks með stjúpforeldri fyrir 5 ára aldur gen stjúpforeldri1 = (0.8 * momneurotic1 + invnorm (uniform ()))> 2.75 sum * taugatruflanir móður greinir nú fyrir 29% af líkunum á því að eiga stjúpforeldri fyrir 5 ára aldur logit stjúpforeldri1 momneurotic1 * stefna barns: 0.019 karla eru samkynhneigðir í NESARC * með því að nota 1 SD áhrif gensins á stefnumörkun gen childgay1 = invnorm (einsleit ()) + ( 1 * childhasgene)> 2.47 tab childgay1 * genið stendur nú fyrir 14.6% af líkum þess að barnið sé samkynhneigt logit childgay1 childhasgene * framleiðir þessi forsenda tengsl milli stefnu barnsins og * stjúpforeldris sem við sjáum í gögnum okkar?  (nei, OR = 0.9) flipinn childgay1 stepparent1, chi2 dálkur nákvæmur röð logit childgay1 stepparent1, eða * hvað ef taugaveiklun móður greinir fyrir stærri hluta líkanna á því að hafa stepparent?
 gen stjúpforeldri2 = (momneurotic1 + invnorm (uniform ()))> 3.05 summa * taugatruflanir móður eru nú 36% af líkunum á stjúpforeldri
 * Nei, EÐA = 1.4 flipi childgay1 stepparent2, chi2 dálkur nákvæmur röð logit childgay1 stepparent2, eða * hvað ef taugaveiklun móður stendur fyrir enn stærri hluta líkur á stepparent?
 gen stjúpforeldri3 = (1.35 * momneurotic1 + invnorm (uniform ()))> 3.75 sum * taugatruflanir móður eru 50% líkurnar á að stjúpforeldri logit stjúpforeldri3 momneurotic1 * framleiðir þetta tengsl milli kynferðislegs sjálfsmyndar barns og stjúpforeldris í NESARC?
 * næstum, EÐA = 1.7, 95% CI = 0.9, 3.0 flipi barnaynja1 stjúpforeldri3, chi2 dálkur nákvæm lína logit barngay1 stjúpforeldri3, eða * bæta við misnotkun * misnotkun hætta á aðgerð bæði móður taugaveiklun og gen barnsins barnabús = invnorm (samræmd ( )) + (. 3 * momneurotic1) + (.48 * childgenasgen) * taugatruflanir móður eru 10% af kynferðislegu ofbeldi barns áhætta reg childabuse momneurotic1 * gen barnsins stendur fyrir 4.7% af áhættu þess fyrir kynferðislegu ofbeldi reg childabuse childhasgene * ef barn hefur ekki áhrif á hættuna á kynferðislegu ofbeldi í þessari uppgerð, kynferðislegt ofbeldi meðal samkynhneigðra karla * hér (lágt, 2.2%; meðalstórt, 3.1%, hátt, 3.1%) er mun lægra en í NESARC (lágt, 2.2%; miðlungs, 4.3%) , há, 7.1%) kynkynhneigð = (barnaníð> 2.35) + (barnaníð> 2.05) + (barnaníð> 1.85) flipi kynlíf flipi barnagay1 kynferðisofbeldi, r col * og kynferðisofbeldi dregur ekki úr tengslum stjúpforeldra og hinsegin eins og í NESARC * leiðrétt OR = 1.6, 95% CI = 0.9, 2.9 egen byte sexabuse1 = anycount (sexabuse), gildi (1) egen byte sexabuse2 = anycount (sexabuse), gildi (2) egen b yte sexabuse3 = anycount (sexabuse), gildi (3) logit childg1 stjúpforeldri3 sexabuse1 sexabuse2 sex-misnotkun3, eða * að hafa kynhneigð áhrif á kynferðislegt ofbeldi * algengi í NESARC: beinir karlar: lágir (1.8%), miðlungs (1.7%), há misnotkun (2.0%) * samkynhneigðir karlar: lágir (1.9%), miðlungs (4.7%), háir misnotkun (12.6%) lækka kynferðisofbeldi kynferðisofbeldi 1 kynferðisofbeldi 2 kynferðisofbeldi 3 gen kynferðisofbeldi = (barnaníð> 2.35) + (barnaníð> 2.05) + (barnaníð> 1.85) ef barnayfirlit1 == 0 kemur í stað kynferðisofbeldis = (barnaníð> 1.65) + (barnaníð> 1.49) + (barnaníð> 1.34) ef barngay1 == 1 flipi barnagay1 kynferðisofbeldi, r col * dregur kynferðisofbeldi fram tengsl stjúpforeldris og hommi eins og í NESARC?

Upplýsingamiðlari

Andrea L. Roberts, deild félags- og atferlisvísinda, Lýðheilsudeild, Harvard háskóli, Kresge bygging, 677 Huntington Ave., Boston, MA 02115, Bandaríkjunum.

M. Maria Glymour, deild fyrir faraldsfræði og líffræði, háskólanum í Kaliforníu læknadeild San Francisco, San Francisco, Kaliforníu, Bandaríkjunum.

Karestan C. Koenen, Mailman School of Public Health, Columbia University, New York, NY, Bandaríkjunum.

Meðmæli