Basso 2D: i valori 4D sono associati alla dipendenza da videogiochi (2013)

La segnalazione androgeno-dipendente regola la crescita delle dita sulla mano umana durante l'embriogenesi. Un carico androgeno più alto porta a valori di 2D inferiori: 4D (seconda cifra alla quarta cifra). L'esposizione agli androgeni prenatali influenza anche lo sviluppo del cervello. 2D: i valori di 4D sono generalmente inferiori nei maschi e sono visti come un proxy dell'organizzazione del cervello maschile. Qui abbiamo quantificato il comportamento dei videogiochi nei giovani maschi. Abbiamo trovato valori più bassi di 2D: valori di 4D in soggetti classificati secondo il CSAS-II come portatori di comportamenti a rischio / dipendenti (n = 27) rispetto a individui con comportamento di videogiochi privi di problemi (n = 27). Pertanto, l'esposizione agli androgeni prenatali e un'organizzazione del cervello iper-maschile, rappresentata dai bassi valori di 2D: 4D, sono associati a comportamenti problematici dei videogiochi. Questi risultati possono essere utilizzati per migliorare la diagnosi, la previsione e la prevenzione della dipendenza da videogiochi.

Introduzione

Un elevato carico di androgeni prenatali, indotto da livelli ormonali potenziati o da più sensibili vie di trasduzione del segnale degli androgeni, determina una quarta cifra più lunga (4D) rispetto alla seconda cifra (2D) nella mano umana adulta ,. Pertanto, 2D: i valori di 4D sono considerati sessualmente dimorfici, con valori generalmente inferiori negli uomini rispetto alle femmine ,-,. Inoltre, il carico di androgeni prenatali ha un effetto organizzativo sulla struttura e sulla funzione del cervello ,. Di conseguenza, 2D: i valori 4D sono associati a un'ampia gamma di fenotipi comportamentali maschili / femminili. Basso 2D: i valori 4D sono associati, ad esempio, alle funzioni autistiche ,, ,; disturbo da deficit di attenzione e iperattività (ADHD) ,, ,; prestazione atletica ,, ,; abilità spaziali ,-,; ragionamento astratto ,; abilità numeriche ,-,; cooperatività, comportamento pro-sociale ed equità ,, ,; numero di partner sessuali durante la vita ,; e successo riproduttivo ,. Le prove che collegano il carico di androgeni prenatali con il basso 2D: i valori di 4D e i tratti comportamentali sono stati recentemente esaminati ,, ,.

In precedenza abbiamo mostrato valori medi più bassi di 2D: 4D in pazienti con dipendenza da alcol ,, una dipendenza da dipendenza da sostanze con una prevalenza maggiore nei maschi rispetto alle femmine ,, ,. In questo studio, abbiamo cercato di analizzare se i valori 2D bassi: 4D sono anche associati a comportamenti di videogiochi avvincenti, che è un comportamento di dipendenza non correlato alla sostanza. Il comportamento di gioco severo si presenta molto più frequentemente nei maschi rispetto alle femmine ,-, ed è associato alla ricerca di sensazioni , e ADHD ,. I videogiochi patologici possono essere visti come un comportamento iper-maschile. Pertanto, abbiamo ipotizzato che i maschi con comportamento patologico di videogiochi potrebbero essere stati esposti per via prenatale a un carico androgenico più elevato, come indicato dai loro valori 2D inferiori: 4D.

Metodi

Questo studio fa parte del progetto Finger-Length in Psychiatry (FLIP) del Dipartimento di Psichiatria e Psicoterapia di Erlangen e del modulo di studio longitudinale dell'intervista dal titolo "Internet e dipendenza da videogiochi - diagnostica, epidemiologia, eziopatogenesi, terapia e prevenzione "dell'Istituto di ricerca criminologica della Bassa Sassonia. Il progetto FLIP è stato realizzato come un'aggiunta alla seconda occasione di misurazione (t2) dello studio dell'intervista longitudinale. Questa indagine è stata condotta secondo i principi espressi nella Dichiarazione di Helsinki. Lo studio è stato approvato dal comitato etico locale (Comitato etico della Società psicologica tedesca [Deutsche Gesellschaft für Psychologie]). Il consenso informato scritto è stato ottenuto dopo aver fornito una descrizione completa dello studio a tutti i soggetti.

Tra febbraio e dicembre 2011, 70 soggetti hanno partecipato alla prima occasione di misurazione (t1) dello studio dell'intervista longitudinale (sono stati originariamente scelti da un totale di 1,092 potenziali partecipanti che sono stati reclutati tramite scuole, università, forum Internet, giornali e centri di consulenza) . Prerequisiti per la partecipazione allo studio t1: videogiocatori abituali di sesso maschile, 18-21 anni, con più di 2.5 ore di gioco al giorno o un punteggio CSAS-II (Video Game Addition Scale)> 41 ,, vedi sotto). Da marzo 2012 a gennaio 2013, i partecipanti 64 potrebbero essere nuovamente intervistati al follow-up t2 dello studio dell'intervista longitudinale. In questa occasione, un totale di soggetti 54 ha accettato di partecipare ulteriormente al progetto FLIP. Questi soggetti 54 possono essere caratterizzati come segue: 53 Caucasian, 1 Asian. L'età media al t1 era di 18.9 anni (SD = 1.1). 24 dei partecipanti avevano un livello di istruzione superiore (Abitur o superiore), altri 24 avevano una scuola secondaria (Realschule), 5 hanno riferito di una scuola secondaria inferiore (Hauptschule) e uno senza diploma.

La dipendenza da videogiochi è stata valutata utilizzando il CSAS II , a t1. Il CSAS II è basato sulla Internet Addiction Scale ISS-20 ,, ,, che è stato esteso e adattato per valutare la dipendenza da videogiochi. Il CSAS-II è composto da elementi 14 (scala 4-point: 1  = errato a 4  = assolutamente vero) e copre le dimensioni preoccupazione / salienza (Articoli 4), conflitto (Articoli 4), perdita di controllo (Articoli 2), sintomi di astinenza (Articoli 2) e tolleranza (Articoli 2). Gli articoli del CSAS-II mostrano una validità elevata del volto e lo strumento dimostra una buona validità convergente per le misure soggettive di autovalutazione della dipendenza da videogiochi ,, ,. Inoltre, la classificazione CSAS-II della dipendenza da videogiochi non è solo associata ad un eccessivo comportamento di gioco, ma identifica anche diverse misure di livello funzionale e di benessere ,, ,, ,. Vengono utilizzati i seguenti cut-off diagnostici: 14-34 = non problematico, 35-41 = a rischio di diventare dipendente e 42-56 = dipendente.

Secondo la classificazione CSAS-II, che va oltre i semplici tempi di gioco, i partecipanti 27 sono stati classificati come giocatori video non problematici, 17 come a rischio di diventare dipendenti e 10 come dipendente. A causa del numero limitato di soggetti indagati, i due gruppi "a rischio di diventare dipendenti" e "dipendenti" sono stati uniti per le analisi. Pertanto, in questo studio sono state studiate due categorie CSAS-II (non problematiche vs a rischio / dipendenti) con ciascun soggetto 27.

I problemi psicologici e i sintomi della psicopatologia sono stati valutati su t1 utilizzando Brief Symptom Inventory (BSI) ,. La sensibilità interpersonale sottoscale (T = 52.26, SD = 11.81), depressione (T = 53.98, SD = 11.64), ansia (T = 54.30, SD = 10.23) e ostilità (T = 52.20, SD  = 11.56) sono state utilizzate come variabili di controllo nelle analisi multivariate. Inoltre, la sintomatologia dell'ADHD, che è stata utilizzata anche come variabile di controllo, è stata valutata utilizzando l'ADHD-Screening per adulti (ADHS-E; T = 54.02, SD = 8.79) ,.

Uno scanner piano Avision IS1000 (Hsinchu, Taiwan) è stato utilizzato per scansionare le mani dei partecipanti su t2. Per aumentare la precisione, sono stati disegnati piccoli segni sulle pieghe basali di ciascun indice e dito anulare dei partecipanti prima della scansione. Entrambe le mani sono state scannerizzate allo stesso tempo, con i palmi rivolti verso il basso, in modalità bianco-nero. Abbiamo usato il GNU Image Manipulation Program (GIMP, versione 2.8.4; www.gimp.org) per misurare le lunghezze dell'indice (2D) e dell'anulare (4D) dalle scansioni della mano. Questa tecnica offre una buona affidabilità ,. La lunghezza totale della seconda e quarta cifra delle mani sinistra e destra è stata quantificata dal centro della piega basale alla punta del dito ed è stata determinata in unità di pixel utilizzando lo strumento "misura" di GIMP. Le misurazioni sono state eseguite da tre individui indipendenti che erano ciechi rispetto all'ipotesi e ciechi alla categoria diagnostica. I valori medi delle tre misurazioni sono stati calcolati per la seconda e la quarta cifra.

Le analisi statistiche sono state calcolate utilizzando IBM SPSS 19 (Armonk, New York, USA) e il software R.

Risultati

Le differenze di età tra i gruppi non problematici e a rischio / dipendenti sono state analizzate dal test t di Student; differenze nel livello di istruzione dal test esatto di Fishe per le tabelle di contingenza maggiori di 2 × 2 ,, ,. Entrambi i gruppi CSAS II (non problematico vs a rischio / dipendente) erano ben abbinati rispetto all'età (t = 1.544, p = 0.129) e livello di istruzione (p = 0.381; vedere Tabella 1).

 

Tabella 1

Media 2D: valori 4D e Dr-l in individui con comportamento di gioco video non problematico o a rischio / dipendente.

L'affidabilità delle tre misurazioni delle dita è stata calcolata per ciascun dito separatamente per la mano destra e sinistra utilizzando il coefficiente di correlazione casuale a due vie aleatoria (ICC) ,. Sono stati calcolati anche ICC per 2D: rapporti 4D e destra 2D: 4D-sinistra 2D: 4D (Dr-l) valori. L'affidabilità dei tre valutatori era alta sia per la mano destra (2D: ICC = 0.995; 4D: ICC = 0.995; 2D: 4D: ICC = 0.944), la mano sinistra (2D: ICC = 0.996; 4D: ICC = 0.994 ; 2D: 4D: ICC = 0.937) e la media aritmetica (2D: 4D: ICC = 0.961). Anche l'affidabilità dei valori Dr-l era elevata (ICC = 0.764).

La deviazione dalla distribuzione normale è stata testata dal test di Kolmogorov-Smirnov. 2D: 4D (media aritmetica: Z = 0.931, p = 0.351, mano sinistra: Z = 0.550, p = 0.923, mano destra: Z = 0.913, p = 0.375) e Dr – l (Z = 1.082, p = 0.193) i valori non si sono discostati da una distribuzione normale. I valori medi 2D: 4D e Dr – l sono presentati in Tabella 1.

Differenze in 2D: i valori di 4D e Dr-1 a seconda del livello di istruzione sono stati testati per il gruppo non problematico e a rischio / dipendente dal test di Kruskal Wallis. Sono stati calcolati i coefficienti di correlazione di Pearson. La correlazione tra 2D: i valori 4D per la mano destra e sinistra erano 0.788 (p <0.01). 2D: i valori 4D e Dr-l non differivano significativamente a seconda del livello di istruzione all'interno del non problematico (media aritmetica: χ²(2, N = 54) = 1.831, p = 0.400, mano sinistra: χ²(2, N = 54) = 2.247, p = 0.325, mano destra: χ ²(2, N = 54) = 2.005, p = 0.367, Dr – 1: χ²(2, N = 54) = 0.637, p = 0.747) e gruppo a rischio / dipendente (media aritmetica: χ²(3, N = 54) = 3.363, p = 0.339, mano sinistra: χ²(3, N = 54) = 2.139, p = 0.544, mano destra: χ²(3, N = 54) = 3.348, p = 0.341, Dr – 1: χ²(3, N = 54) = 0.460, p = 0.928).

Associazioni tra le misure di 2D: 4D (mano sinistra, mano destra, media aritmetica, Dr-1) e dipendenza da videogioco (non problematico vs a rischio / gruppo dipendente) sono stati testati con un approccio multivariato non parametrico basato sul principio di ricorsività partizionamento, cioè alberi di inferenza condizionale (C-Tree; ,, ,). Sono esclusi i controlli per la sensibilità interpersonale, la depressione, l'ansia, l'ostilità e l'ADHD, paragonabili ai predittori non significativi di regressione graduale. Utilizzando l'algoritmo C-Tree l'ipotesi globale di indipendenza tra una qualsiasi delle variabili di input e la variabile di risposta viene testata utilizzando un framework di test di permutazione ,. Per le variabili metriche, l'algoritmo C-Tree implementa una divisione binaria nella variabile di input selezionata. Per determinare la "migliore" suddivisione binaria, vengono forniti diversi criteri di suddivisione (ad esempio, "importanza Gini", "impurezza del nodo" o "entropia"). Tuttavia, la maggior parte dei criteri di suddivisione non è applicabile alle variabili di risposta correlate o alle variabili di risposta misurate con diversi formati di scala (ad esempio, metrica e nominale). Abbiamo pertanto utilizzato il framework di test di permutazione descritto da Hothorn et al. , (p 6, equazione 3). Poiché i test di permutazione derivano i p-value dalle distribuzioni di permutazione specifiche del campione delle statistiche del test, vengono riportati solo i p-value. Il pacchetto R "party" (un laboratorio per il partizionamento ricorsivo; ,, ,) è stato utilizzato per questa analisi.

Nelle analisi non parametriche multivariate, le misure di 2D: 4D (media aritmetica, mano sinistra, mano destra) sono state associate alla dipendenza da videogiochi (gruppo non problematico vs a rischio / dipendente) nel controllo della sensibilità interpersonale, depressione, ansia, ostilità e ADHD: 1. Studiare i partecipanti con un 2D medio: il rapporto 4D inferiore a 0.966 ha mostrato un rischio significativamente più elevato di dipendenza da videogame (p = 0.027, d  = 0.71). 2. Per la mano sinistra, i partecipanti allo studio con un rapporto 2D: 4D inferiore a 0.982 hanno mostrato un rischio significativamente più elevato di essere dipendenti da videogiochi (p = 0.013, d = 0.93). 3. Per la mano destra i partecipanti allo studio con un rapporto 2D: 4D inferiore a 0.979 hanno mostrato un rischio significativamente maggiore di essere dipendenti da videogiochi a livello di p <0.10 (p = 0.095, d  = 0.66). Inoltre, i partecipanti allo studio che hanno ottenuto un punteggio aggiuntivo superiore a 60 (punteggio T) sull'ADHS-E erano particolarmente a rischio (p = 0.078, d = 0.69). Nessuna associazione significativa è stata trovata per Dr-1 (p = 0.127). Figure da 1a a 1c illustrare il rischio di dipendenza da videogiochi per 2D medio: 4D e 2D sinistro e destro: 4D in C-Tree. Indipendente dal 2D segnalato: i valori di 4D tagliati significano differenze di gruppo nelle misure di 2D: 4D tra non problematico e a rischio / dipendente può essere osservato, che è esemplificato per 2D medio: 4D in la figura 2 utilizzando la stessa analisi con variabili dipendenti e indipendenti invertite. Insieme, questi risultati indicano che i videogiocatori a rischio / dipendenti hanno rapporti 2D più piccoli: 4D.

 

Figure 1

Diagrammi dell'albero dell'inferenza condizionale.

 

Figure 2

Trama dell'albero dell'inferenza condizionale.

Per stimare il valore del rapporto 2D: 4D come test diagnostico per la discriminazione di soggetti con dipendenza da gioco / a rischio vs controlli con comportamento di gioco privo di problemi, abbiamo usato un'analisi ROC per calcolare i valori di AUC, nonché la sensibilità e la specificità al punto di Youden , (il punto sulla curva ROC dove viene massimizzata la somma di sensibilità e specificità). L'analisi ROC mostra che l'accuratezza diagnostica del rapporto 2D: 4D della mano sinistra è più alta (AUC 0.704, sensibilità 0.852, specificità 0.556), seguita da quella della mano destra (AUC 0.639, sensibilità 0.815, specificità 0.481). Secondo Hanley e McNeil , abbiamo verificato le differenze nelle AUC accoppiate senza risultati significativi (Z = 1.147, p = 0.25).

Discussione

Questa è la prima indagine che collega l'esposizione agli androgeni prenatali con comportamenti di videogiochi avvincenti. In questo studio, abbiamo rilevato valori 2D medi bassi: valori di 4D in soggetti a rischio e comportamenti di videogiochi dipendenti. Le dimensioni degli effetti maggiori di d = 0.66 indicano un effetto da moderato a forte ,. Nessun altro predittore considerato, tranne i sintomi dell'ADHD per il giusto 2D: i calcoli 4D erano statisticamente significativi nelle analisi non parametriche multivariate. L'associazione osservata tra videogiochi a rischio / dipendente e bassi valori 2D: 4D può essere interpretata in diversi modi. (1) Un piccolo 2D: il valore 4D induce direttamente comportamenti di gioco avvincenti; tuttavia, non ci sono prove in letteratura per supportare questa possibilità. (2) Il comportamento di gioco coinvolgente induce direttamente valori 2D bassi: 4D. Tuttavia, questa possibilità è improbabile perché studi precedenti hanno dimostrato che 2D: i valori di 4D rimangono costanti per tutta la vita dopo la nascita ,. (3) Un meccanismo comune è responsabile sia dei bassi valori 2D: 4D che del comportamento di gioco avvincente. Sulla base dei dati esistenti, tale fattore fornisce la spiegazione più probabile. I risultati del calcolo 2D: 4D C-tree con un ulteriore potere esplicativo dei sintomi dell'ADHD supportano anche questa spiegazione. I giochi di dipendenza sono più frequenti nei maschi ,-, ed è associato con ADHD , e ricerca di sensazioni ,. Tutte queste funzionalità sono state precedentemente collegate a valori 2D bassi: 4D. Un motivo comune per queste associazioni sembra essere un alto carico di androgeni durante la gravidanza.

Comprendere i percorsi che portano dall'aumento del testosterone prenatale alla dipendenza dal gioco sarà cruciale per definire le politiche potenziali che riguardano la dipendenza dai videogiochi. Il testosterone prenatale può indurre comportamenti di dipendenza attraverso diversi canali tra cui: (1) L'abbondanza di testosterone prenatale modula il sistema di ricompensa mesolimbico , in tal modo influenzando potenzialmente il comportamento di gioco coinvolgente negli adulti. (2) Le regole specifiche del mondo cibernetico rispetto al mondo reale potrebbero compensare le limitazioni nelle abilità di interazione sociale causate da un carico di testosterone prenatale elevato. Livelli più alti di testosterone fetale hanno dimostrato di ridurre l'empatia e la capacità di decodificare l'espressione facciale emotiva, cioè di capire cosa pensano e sentono le altre persone ,. In linea con questo, 2D inferiore: i valori di 4D erano correlati alla ridotta empatia nei maschi ,. Inoltre, un 2D più piccolo: 4D è collegato a più sospetti sociali indiscriminati ,. Pertanto, un alto livello di testosterone prenatale può causare problemi interpersonali e isolamento sociale e, quindi, comportare comportamenti patologici di videogiochi come strategia di coping. (3) È probabile che le abilità che facilitano o impediscono l'uso del computer modulano il rischio di sviluppare la dipendenza da videogiochi. Pertanto, i nostri risultati concordano con le precedenti scoperte che collegano 2D basso: 4D con competenze di programmazione relative a Java e alti valori 2D: 4D con ansia correlata al computer ,.

In precedenza, abbiamo rilevato valori 2D medi: 4D in individui con dipendenza da alcol ,, un disturbo da dipendenza correlato alla sostanza. È interessante notare che valori bassi di 2D: 4D si verificano anche in individui con una dipendenza da videogiochi, che è un disturbo da dipendenza non correlato alla sostanza che è più prevalente nei maschi rispetto alle femmine. Questo risultato sottolinea la somiglianza tra dipendenza da sostanze e dipendenza da giochi su Internet ,. Secondo il DSM-5, il disordine del gioco su Internet è incluso nell'appendice come argomento per ulteriori ricerche. La letteratura suggerisce una base biologica della dipendenza da gioco per computer e internet ,-,. I risultati presentati qui forniscono ulteriori prove per una base biologica della dipendenza da gioco su Internet e, quindi, offrono un argomento per la sua classificazione come disturbo da dipendenza.

Molti fenomeni sono stati collegati a valori bassi di 2D: 4D, molti dei quali sono compatibili con l'ipotesi del cervello iper-maschile. Pertanto, valori bassi di 2D: 4D possono essere considerati come un proxy dell'endofenotipo "organizzazione del cervello iper-maschile". Tuttavia, l'effetto preciso di un elevato carico di androgeni prenatale sulla vita di un individuo e sul comportamento futuro dell'adulto di quel soggetto deve anche dipendere da variabili e influenze aggiuntive. Il fenotipo comportamentale specifico che si evolve a causa dell'organizzazione del cervello iper-maschile molto probabilmente dipende da una miriade di fattori genetici e ambientali che vengono sperimentati nel corso della vita di un individuo. Pertanto, la presenza di valori 2D bassi: 4D non suggerisce una diagnosi o una prognosi specifica per ogni singolo individuo. Tuttavia, la conoscenza di 2D: i valori di 4D possono aiutare a migliorare la diagnosi e la prognosi di un individuo associata a diversi comportamenti e disturbi problematici se usato in combinazione con altri marcatori.

Questi risultati possono avere importanti implicazioni per la diagnosi, la prevenzione e le conseguenze del gioco avvincente. Un 2D basso: il valore 4D da solo non è una diagnosi di gioco avvincente, ma questo fattore può facilitare la diagnosi se usato in combinazione con altri marcatori. Un valore 2D basso: il valore di 4D può aiutare a identificare le persone che sono a rischio per lo sviluppo futuro di giochi di dipendenza e, quindi, può facilitare la prevenzione. Sono stati fatti diversi tentativi per prevedere lo sviluppo della dipendenza da gioco su Internet negli individui ,-,. Un 2D basso: il valore 4D è un nuovo indicatore di tratto; combinato con altri marcatori, il suo utilizzo può migliorare la previsione dello sviluppo futuro o l'attuale diagnosi di dipendenza da gioco su internet. Tali modelli di predizione migliorati possono consentire lo sviluppo di efficaci strategie preventive.

Abbiamo studiato le persone in una ristretta fascia d'età; inoltre, l'età media non differiva tra i due gruppi. Negli studi precedenti, l'età era, se non del tutto, solo marginalmente associata a 2D: valori di 4D ,. Pertanto, l'età non è stata considerata nelle analisi non parametriche. In particolare, il livello di istruzione non differiva tra i due gruppi esaminati in questo studio.

In ulteriori analisi abbiamo anche verificato una possibile relazione non monotonica tra le misure di 2D: 4D e la dipendenza da videogiochi utilizzando il punteggio totale CSAS-II, come questo è stato riportato ad esempio per le misure di 2D: 4D e altruismo ,. Le analisi di regressione lineare non hanno rivelato alcuna tendenza significativa lineare, quadratica o combinata - anche con la trasformazione logaritmica della media aritmetica (vedere ,). Inoltre, questi risultati sono stati confermati da analisi di regressione non parametrica ,, ,. Insieme, queste analisi supportano l'ipotesi di considerare la dipendenza da videogioco come un costrutto categoriale con categorie qualitative distinte (non problematiche o problematiche, cioè a rischio / dipendenti), come precedentemente riportato per la dipendenza da alcol ,.

Il tempo trascorso con i videogiochi da solo non definisce la dipendenza. Per la diagnosi "dipendenza da videogiochi" devono essere soddisfatti ulteriori criteri: preoccupazione, ritiro, tolleranza, perdita di controllo e uso continuato nonostante le conseguenze negative. Un punto di forza di questo studio è la composizione dei partecipanti. Tutti i partecipanti hanno trascorso un po 'di tempo ogni giorno con i videogiochi, ma solo la metà dei partecipanti aveva criteri aggiuntivi che li definivano a rischio / dipendenti (come valutato da CSAS-II). I nostri risultati definiscono quindi 2D: 4D come un fattore di rischio specificamente correlato alla dipendenza da videogiochi, non solo per il gioco di video in sé.

Si devono notare diversi limiti di studio. Abbiamo usato un design mono-centrico, cross-sectional, caso-controllo, che consente il rilevamento delle sole associazioni, senza relazioni causali. Inoltre, abbiamo studiato solo i maschi e il gruppo di campioni era relativamente piccolo. La forte dimensione dell'effetto di 2D: 4D sulla dipendenza da videogiochi probabilmente ha permesso di rilevare le differenze di gruppo nonostante il numero relativamente basso di soggetti. Nel nostro studio precedente, abbiamo anche trovato una forte dimensione dell'effetto relativa a 2D: 4D alla dipendenza da alcol ,. A causa delle ben note differenze di sesso nel comportamento di dipendenza ,, gli studi futuri dovrebbero includere le femmine, dovrebbero includere altre etnie e dovrebbero includere anche un campione più ampio.

Ringraziamenti

Dichiarazione di finanziamento

Il finanziamento per questo studio è stato fornito da sovvenzioni interne all'Ospedale universitario della Friedrich-Alexander-University di Erlangen-Norimberga e dal Ministero per la Scienza e la Cultura della Bassa Sassonia. I finanziatori non hanno avuto alcun ruolo nel disegno dello studio, nella raccolta e analisi dei dati, nella decisione di pubblicare o nella preparazione del manoscritto.

Riferimenti